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Dominancia coronaria y pronóstico a largo plazo de los pacientes con infarto de miocardio con elevación del segmento ST tratado con angioplastia primaria
Rev Esp Cardiol. 2016;69(1):19–27
Artı´culo original
Dominancia coronaria y prono´stico a largo plazo de los pacientes con infarto de miocardio con elevacio´n del segmento ST tratado con angioplastia primaria ˜ eira-Busto, Violeta Gonza´lez-Salvado, Sergio Raposeiras-Roubin, Emad Abu-Assi*, Marı´a Castin ˜ a-Gil, Pedro Rigueiro-Veloso, Raimundo Ocaranza, Rami Riziq-Yousef Abumuaileq, Carlos Pen ˜ a y Jose´ Ramo´n Gonza´lez-Juanatey Jose´ Marı´a Garcı´a-Acun Servicio de Cardiologı´a y Unidad Coronaria, Complejo Hospitalario Universitario de Santiago de Compostela, Santiago de Compostela, A Corun˜a, Espan˜a
Historia del artı´culo: Recibido el 28 de enero de 2015 Aceptado el 6 de abril de 2015 On-line el 27 de julio de 2015 Palabras clave: Infarto agudo de miocardio Dominancia coronaria Prono´stico Mortalidad
RESUMEN
Introduccio´n y objetivos: El significado prono´stico a largo plazo del patro´n de dominancia coronaria en pacientes con infarto de miocardio con elevacio´n del segmento ST esta´ mal caracterizado. Se investigo´ el prono´stico de esos pacientes segu´n tuvieran dominancia derecha, izquierda o codominancia. Me´todos: Estudio retrospectivo de 767 pacientes, ingresados entre 2007 y 2012 por infarto de miocardio con elevacio´n del segmento ST y tratados con intervencionismo coronario percuta´neo primario. Se determino´ el impacto del patro´n de dominancia coronaria, en la mortalidad por cualquier causa y los reingresos por infarto ajustando por mortalidad como evento competitivo. Resultados: La dominancia coronaria fue derecha en el 80,9% e izquierda en el 8,6%. Durante 40,8 [intervalo intercuartı´lico, 21,9-58,3] meses de seguimiento, se registraron 118 (15,4%) muertes, 39 (5,1%) de ellas, intrahospitalarias. La mortalidad fue del 7,1, el 36,4 y el 13,8% (p < 0,001) en dominancia derecha, izquierda y codominancia, respectivamente. La causa de muerte fue cardiovascular en el 7,1, el 21,2 y el 2,4%. En el ana´lisis multivariable de Cox, la dominancia izquierda se asocio´ significativamente con la mortalidad (hazard ratio = 1,76; p = 0,02). Considerar «dominancia coronaria» en la prediccio´n de riesgo de muerte mejoro´ la capacidad de discriminacio´n y calibracio´n de la puntuacio´n GRACE (Global Registry of Acute Coronary Events). El 9,3% (71 pacientes) presento´ reinfarto durante el seguimiento. En el ana´lisis multivariable, la dominancia izquierda fue predictora independiente de reinfarto (sub-hazard ratio = 2,06; p = 0,01). Conclusiones: En el infarto con elevacio´n del segmento ST tratado con intervencionismo coronario percuta´neo primario, la dominancia izquierda confiere mayor riesgo de muerte y reinfarto que la dominancia derecha, y deberı´a tenerse en cuenta en la estratificacio´n prono´stica. ˜ola de Cardiologı´a. Publicado por Elsevier Espan ˜a, S.L.U. Todos los derechos reservados. ß 2015 Sociedad Espan
Coronary Artery Dominance and Long-term Prognosis in Patients With ST-segment Elevation Myocardial Infarction Treated With Primary Angioplasty ABSTRACT
Keywords: Acute myocardial infarction Coronary dominance Prognosis Mortality
Introduction and objectives: The long-term prognostic significance of coronary artery dominance pattern in patients with ST-segment elevation myocardial infarction is poorly characterized. We investigated the prognosis of such patients according to whether they had right dominance, left dominance, or codominance. Methods: This was a retrospective study of 767 patients, who were admitted to hospital between 2007 and 2012 with ST-segment elevation myocardial infarction and treated with primary percutaneous coronary intervention. We determined the effect of the coronary dominance pattern on all-cause mortality and readmission for infarction, adjusting for mortality as a competing event. Results: A total of 80.9% of patients had right coronary dominance, and 8.6% had left coronary dominance. Over 40.8 months’ [interquartile range, 21.9-58.3 months] follow-up, 118 (15.4%) deaths were recorded, of which 39 (5.1%) were in hospital. Mortality for right dominance, left dominance, and codominance was 7.1%, 36.4%, and 13.8% (P < .001), respectively. Cause of death was cardiovascular in 7.1%, 21.2%, and 2.4%. On Cox multivariate analysis, left dominance was significantly associated with
VE´ASE CONTENIDO RELACIONADO: http://dx.doi.org/10.1016/j.recesp.2015.08.014, Rev Esp Cardiol. 2016;69:89. * Autor para correspondencia: Servicio de Cardiologı´a y Unidad Coronaria, Complejo Hospitalario Universitario de Santiago de Compostela, A Choupana s/n, 15706 Santiago ˜ a, Espan ˜ a. de Compostela, A Corun Correo electro´nico: [email protected] (E. Abu-Assi). http://dx.doi.org/10.1016/j.recesp.2015.04.010 ˜ ola de Cardiologı´a. Publicado por Elsevier Espan ˜ a, S.L.U. Todos los derechos reservados. 0300-8932/ß 2015 Sociedad Espan
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mortality (hazard ratio = 1.76; P = .02). Taking ‘‘coronary dominance’’ into account in prediction of risk of death improved the discrimination and calibration capacity of GRACE (Global Registry of Acute Coronary Events) scoring. At follow-up, 9.3% (71 patients) had reinfarction. On multivariate analysis, left dominance was an independent predictor of reinfarction (subhazard ratio = 2.06; P = .01). Conclusions: In ST-segment elevation myocardial infarction treated with primary percutaneous coronary intervention, left coronary artery dominance confers a higher risk of death and reinfarction than right coronary artery dominance, and should be included in prognostic stratification. Full English text available from: www.revespcardiol.org/en ˜ ola de Cardiologı´a. Published by Elsevier Espan ˜ a, S.L.U. All rights reserved. ß 2015 Sociedad Espan
Abreviaturas DC: dominancia coronaria IAM: infarto agudo de miocardio IAMCEST: infarto agudo de miocardio con elevacio´n del segmento ST ICP: intervencionismo coronario percuta´neo SCA: sı´ndrome coronario agudo
´N INTRODUCCIO La dominancia coronaria (DC) izquierda y la codominancia se describen generalmente como una variante de la anatomı´a normal, con una prevalencia de la DC izquierda de alrededor de un 7-10% de la poblacio´n general1,2. Los pacientes con DC izquierda tienen una arteria coronaria derecha no dominante que suministra sangre tan solo al ventrı´culo y la aurı´cula derechos, mientras que el ventrı´culo izquierdo se abastece completamente del a´rbol coronario izquierdo. De este modo, en pacientes con DC izquierda, ante una oclusio´n coronaria, habrı´a mayor a´rea de miocardio en riesgo que en pacientes con DC derecha, lo cual podrı´a condicionar negativamente su prono´stico. Existen pocos estudios clı´nicos sobre la relevancia prono´stica del patro´n de DC en pacientes con un sı´ndrome coronario agudo (SCA). Adema´s, en el contexto del infarto agudo de miocardio (IAM) con elevacio´n del segmento ST (IAMCEST), la importancia prono´stica a largo plazo del patro´n de DC sigue estando mal caracterizada, con datos discordantes sobre su significado prono´stico3,4. El objetivo de este trabajo es valorar la relacio´n entre el patro´n de DC y la mortalidad y el reingreso por un nuevo IAM (reIAM) ajustando por mortalidad como episodio competitivo. ME´TODOS Poblacio´n de estudio Estudio de cohortes retrospectivo basado en el registro CardioCHUS, que incluye a todos los pacientes ingresados por SCA consecutivamente en el Servicio de Cardiologı´a del Complejo Hospitalario Universitario de Santiago de Compostela desde diciembre de 2003 a septiembre de 2012 (n = 5.532). En el presente subestudio del registro CardioCHUS, se incluye entre julio de 2007 y septiembre de 2012 —periodo que se considera que representa el manejo contempora´neo del IAMCEST— a los pacientes consecutivos con diagno´stico principal de IAMCEST y datos disponibles sobre el patro´n de DC tratados con intervencionismo coronario percuta´neo (ICP) primario. La poblacio´n inicial del presente subestudio se componı´a de 1.084 pacientes con el
diagno´stico principal de IAMCEST; de ellos, el tratamiento inicial fue ICP primario para 769. No se pudo determinar el patro´n de DC de 2 pacientes, por lo cual se los excluyo´. Ası´, la poblacio´n final del presente estudio es de 767 pacientes. Definicio´n de variables en el estudio Se definio´ IAMCEST en presencia de sı´ntomas que lo indicaran y elevacio´n del segmento ST 1 mm en al menos dos derivaciones contiguas, bloqueo de rama izquierda nuevo o presumiblemente nuevo y elevacio´n de troponina I cardiaca (salvo casos de muerte precoz antes de realizarse determinaciones de laboratorio). Las lesiones coronarias detectadas en la coronariografı´a invasiva se consideraron significativas en presencia de estenosis 70% valoradas visualmente a criterio del hemodinamista responsable. Este porcentaje equivale a una estenosis del 50% mediante el me´todo de ana´lisis cuantitativo5. Las lesiones del tronco comu´n izquierdo se consideraron significativas si eran 50%. La DC se definio´ segu´n la arteria coronaria de la que nacen la arteria descendente posterior y las ramas posterolaterales. La DC se clasifico´ en derecha, izquierda y en codominancia. La informacio´n sobre la DC se obtuvo revisando los informes de coronariografı´a. Se definio´ ICP fallido en presencia de flujo TIMI (Thrombolysis In Myocardial Infarction) final < III o estenosis residual > 30%. La cuantificacio´n de la fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo se realizo´ durante la hospitalizacio´n por ecocardiografı´a segu´n el me´todo de Simpson. El estudio se realizo´ de acuerdo con los principios de la Declaracio´n de Helsinki. Objetivo y seguimiento El objetivo del estudio es estudiar el efecto prono´stico del tipo de DC en la mortalidad total y la causa de la muerte a largo plazo, ası´ como en el reIAM (no mortal) ajustando por mortalidad como evento competitivo, en pacientes con IAMCEST tratados con ICP primario. Tras el alta, se siguio´ a los pacientes en una consulta monogra´fica de cardiopatı´a isque´mica y por atencio´n primaria. El seguimiento estructurado se realizo´ a trave´s de la historia electro´nica (u´nica en la comunidad auto´noma de Galicia, programa IANUS), revisa´ndose todas las asistencias me´dicas y los registros hospitalarios y recurriendo en determinados casos al contacto telefo´nico. Para la clasificacio´n de la causa de muerte, se ha empleado la misma clasificacio´n de las causas de muerte que el grupo ha usado previamente6. Se definio´ muerte de origen cardiovascular (cardiaca y vascular no cardiaca) como la debida a muerte su´bita, insuficiencia cardiaca refractaria, SCA, sı´ndrome ao´rtico agudo, tromboembolia pulmonar, siste´mica o cerebral o enfermedad vasculorrenal (fallo renal en ausencia de glomerulopatı´as u otras alteraciones parenquimatosas). Las dema´s causas de muerte disponibles se consideraron de origen no cardiovascular. ˜ eira-Busto y E. Abu-Assi) asignaron Dos cardio´logos (M. Castin la causa de la muerte. En caso de discrepancia entre esos
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dos cardio´logos, se recurrı´a a un tercer cardio´logo (J.M. Garcı´a˜ a). Cuando no se disponı´a de informacio´n o no habı´a consenso Acun sobre la causa de muerte, esta se incluyo´ en el grupo de «causa de muerte desconocida o inclasificable».
Ana´lisis estadı´stico Las variables cuantitativas, dada la ausencia de distribucio´n gaussiana, se expresaron como mediana [intervalo intercuartı´lico] y las discretas, como frecuencias y porcentajes. Las caracterı´sticas basales de la poblacio´n se estratificaron por subgrupos de DC derecha, DC izquierda o codominancia. Para la comparacio´n de variables continuas se utilizo´ el test de Kruskal-Wallis. Para variables discretas, se utilizo´ la prueba de la x2 o la prueba exacta Fisher. La proporcio´n de muertes ocurridas en cada categorı´a de DC se estimo´ mediante curvas de Kaplan-Meier, y sus diferencias se cuantificaron por el log rank test. La proporcio´n ajustada de reIAM se estimo´ mediante la te´cnica de incidencia acumulada, y las diferencias entre los tres subgrupos de DC se cuantificaron mediante el test de Gray7. El modelo de regresio´n de Cox se utilizo´ para el ana´lisis de la asociacio´n entre DC y la mortalidad. Para evaluar el efecto intrı´nseco de DC en la tasa de reIAM, se utilizo´ el modelo de riesgos competitivos de Fine y Gray8. En el modelo de Cox, se incluyeron las variables que en el ana´lisis univariable de mortalidad total presentaron p 0,20 y otras que se consideraron de relevancia clı´nica (IAM de localizacio´n anterior, revascularizacio´n completa y sexo). El supuesto de proporcionalidad del riesgo se evaluo´ mediante el ana´lisis de los residuos de Schoenfeld y la forma funcional de las variables cuantitativas (relacio´n log-lineal) se determino´ mediante polinomiales fraccionados9. Se consideraron las siguientes variables en la construccio´n ˜ o de ingreso, edad 65 an ˜ os, del modelo multivariable de Cox: an sexo, diabetes mellitus, enfermedad vascular (arteriopatı´a perife´rica o ictus/accidente isque´mico transitorio), antecedentes de neoplasia, IAM de localizacio´n anterior, clase Killip II o fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo 40%, hemoglobina al ingreso, creatinina se´rica al ingreso 1,3 mg/dl, revascularizacio´n coronaria completa y DC («DC derecha» como categorı´a de referencia). Una vez establecido el modelo de Cox inicial, se procedio´ posteriormente a su simplificacio´n reteniendo en el modelo las covariables que presentaron p < 0,1 y cuya exclusio´n secuencial no produjese cambios > 15% en el coeficiente de la variable «DC izquierda». Ası´, el modelo multivariable simplificado de Cox ˜ os, diabetes mellitus, clase incluyo´ ocho para´metros: edad 65 an Killip II o fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo 40%, enfermedad vascular, hemoglobina al ingreso, creatinina se´rica al ingreso 1,3 mg/dl, antecedentes de neoplasia y DC. La capacidad discriminatoria, determinada mediante el estadı´stico C para datos censurados, del modelo multivariable simplificado fue de 0,854, lo que representa el 97,6% del poder predictivo del ˜ o de ingreso, edad modelo completo compuesto por 12 variables: an ˜os, sexo, diabetes mellitus, enfermedad vascular, ante 65 an cedentes de enfermedad neopla´sica, IAM de localizacio´n anterior, clase Killip II o fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo 40%, hemoglobina al ingreso, creatinina se´rica al ingreso 1,3 mg/dl, revascularizacio´n coronaria completa y DC. Los ı´ndices AIC y BIC (criterio de informacio´n de Akaike y criterio de informacio´n bayesiano respectivamente) fueron de 832 y 883, respectivamente, para el modelo simplificado (frente a 1.286 y 1.352, respectivamente, para el modelo completo), lo que indica mejor ajuste usando el modelo parsimonioso. El modelo multivariable final de riesgos competitivos de Fine y Gray8 incluyo´ las variables que mostraron asociacio´n con p 0,20 ˜ os, hipertensio´n arterial, con el evento «reIAM»: edad 65 an
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diabetes mellitus, ICP previo y clase Killip II o fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo < 35%, adema´s de la variable «sexo». De 85 pacientes no se disponı´a de los valores de colesterol unido a lipoproteı´nas de baja densidad, por lo que dicha covariable no se introdujo en el modelo previo de riesgos competitivos, pero se repitio´ el ana´lisis considerando dicha variable para determinar un posible efecto en la incidencia de reIAM. Para estudiar el efecto ajustado de DC en la mortalidad tras el alta hospitalaria, se repitio´ el ana´lisis de mortalidad excluyendo a los pacientes que no habı´an sobrevivido a la fase hospitalaria (n = 39). Se determino´ tambie´n si tener en cuenta la DC en la estratificacio´n del riego de muerte aporta algu´n valor prono´stico incremental con respecto a la puntuacio´n GRACE (Global Registry of Acute Coronary Events) de prediccio´n del riesgo de muerte tras el alta hospitalaria. Esta puntuacio´n se compone de nueve variables prono´sticas (edad, historia de insuficiencia cardiaca, historia de IAM, frecuencia cardiaca y presio´n arterial sisto´lica al ingreso, depresio´n del segmento ST, creatinina se´rica al ingreso, elevacio´n de marcadores de necrosis mioca´rdica e ICP durante el ˜ o´ para predecir la mortalidad ingreso ı´ndice), y aunque se disen a 6 meses, varios estudios han corroborado su excelente capacidad en la prediccio´n del riesgo de muerte ma´s a largo plazo10,11. Se ha calculado y reportado los valores de p de significacio´n estadı´stica y de hazard ratio (HR), ası´ como de sub-HR con sus respectivos intervalos de confianza del 95% (IC95%). Para el ana´lisis estadı´stico se utilizaron los paquetes estadı´sticos STATA 13 y SPSS 22. RESULTADOS Caracterı´sticas de la muestra estratificadas por patro´n de dominancia coronaria ˜ os y el 27% eran La mediana de edad fue 66,8 [55,0-76,7] an mujeres. Los pacientes con dominancia izquierda eran significativamente de mayor edad que los pacientes con dominancia no izquierda y presentaban en general peor perfil de riesgo cardiovascular con mayor prevalencia de hipertensio´n arterial, diabetes mellitus, historia de IAM, enfermedad vascular e insuficiencia cardiaca (tabla 1). Adema´s, esos pacientes se presentaban en el hospital ma´s frecuentemente con insuficiencia cardiaca. La localizacio´n del IAM era ma´s frecuentemente anterior entre los pacientes con dominancia izquierda. Desde el punto de vista angiogra´fico, hubo mayor proporcio´n de enfermedad coronaria significativa de tres vasos/ tronco comu´n izquierdo entre los pacientes con dominancia izquierda, adema´s de mayor porcentaje de ICP fallido y menor proporcio´n de revascularizacio´n coronaria completa, comparados con los pacientes con DC derecha o codominancia. En la ecocardiografı´a, se detecto´ ma´s frecuentemente disfuncio´n sisto´lica ventricular izquierda cuando la DC era izquierda. El tratamiento farmacolo´gico durante el ingreso y el prescrito al alta no difirieron significativamente entre los tres subgrupos de DC (tabla 2). Relacio´n del tipo de dominancia coronaria con la mortalidad Durante una mediana de seguimiento de 40,8 [21,9-58,3] meses, se registraron 118 (15,4%) muertes: 39 (5,1%) ocurrieron durante la fase de hospitalizacio´n. La distribucio´n de la mortalidad estratificada por el tipo de DC mostro´ un incremento monoto´nico de esta desde la codominancia hasta la dominancia izquierda (el 7,1, el 13,8 y el 36,4%; p < 0,001) (figura 1A).
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Tabla 1 Caracterı´sticas basales Variables
Total
Dominancia derecha
Dominancia izquierda
Codominancia
p
Pacientes
767
659 (85,9)
66 (8,6)
42 (5,5)
Edad (an˜os)
66,8 (55,0-76,7)
66,2 (54,5-76,3)
70,9 (57,2-81,7)
66,4 (55,7-77,1)
0,04
Mujeres
207 (27)
170 (25,8)
26 (39,4)
11 (26,2)
0,06
Tabaquismo
261 (34)
226 (34,3)
20 (30,3)
15 (35,7)
0,79
Hipertensio´n arterial
351 (45,8)
296 (44,9)
38 (57,6)
17 (40,5)
0,11
Diabetes mellitus
176 (22,9)
152 (23,1)
20 (30,3)
4 (9,5)
0,04
Dislipemia
307 (40)
258 (39,2)
32 (48,5)
17 (40,5)
0,34
Infarto previo
59 (7,7)
46 (7)
10 (15,2)
3 (7,1)
0,06
Cirugı´a de revascularizacio´n
4 (0,5)
3 (0,5)
1 (1,5)
0 (0,0)
0,47
Insuficiencia cardiaca
11 (1,4)
8 (1,2)
3 (4,6)
0 (0,0)
0,07
Arteriopatı´a perife´rica
53 (6,9)
39 (5,9)
11 (16,7)
3 (7,1)
0,005
Ictus/AIT
36 (4,7)
27 (4,1)
7 (10,6)
2 (4,8)
0,06
Enfermedad vascular
82 (10,7)
63 (9,6)
14 (21,2)
5 (11,9)
0,01
Neoplasia previa
57 (7,4)
49 (7,4)
6 (9,1)
2 (4,8)
0,71
697 (90,9)
601 (91,2)
58 (87,9)
38 (90,5)
0,67
I
615 (80,2)
536 (81,3)
41 (62,1)
38 (90,5)
II
93 (12,1)
72 (10,9)
17 (25,8)
4 (9,5)
III
22 (2,9)
19 (2,9)
3 (4,6)
0 (0,0)
IV
37 (4,8)
32 (4,9)
5 (7,6)
0 (0,0)
Frecuencia cardiaca (lpm)
75 (60-89)
75 (60-88)
76 (60-91)
74 (61-94)
0,8
Presio´n arterial sisto´lica (mmHg)
130 (113-150)
130 (113-150)
129 (114-141)
140 (119-159)
0,06
Hemoglobina (g/dl)
14,6 (13,2-15,5)
14,6 (13,2-15,5)
14,6 (12,5-15,5)
15,0 (13,6-16,0)
0,13
Creatinina (mg/dl)
1,0 (0,8-1,2)
1,0 (0,8-1,1)
1,0 (0,9-1,3)
0,9 (0,8-1,2)
0,18
Primera determinacio´n de troponina I (ng/dl)
1,50 (0,13-11,50)
1,40 (0,14-11,10)
1,70 (0,16-5,80)
1,13 (0,10-30,60)
0,95
Pico de troponina I (ng/dl)
49,0 (16,0-118,6)
48,0 (16,0-116,1)
45,6 (25,0-106,5)
74,3 (25,0-150,5)
0,25
cLDL (mg/dl)*
111 (86-137)
110 (87-135)
117 (83-146)
113 (82-129)
0,91
Tronco comu´n izquierdo
7 (0,9)
6 (0,9)
1 (1,5)
0 (0,0)
0,75
Descendente anterior
317 (41,3)
257 (39,0)
39 (59,1)
21 (50,0)
0,20
Circunfleja
79 (10,3)
50 (7,6)
21 (31,8)
8 (19,1)
< 0,001
Derecha
364 (47,5)
346 (52,5)
5 (7,6)
13 (30,9)
0,01
0-1
549 (71,6)
473 (71,8)
46 (69,7)
30 (71,4)
2-3
218 (28,4)
185 (28,1)
21 (31,8)
12 (28,6)
1
431 (56,2)
370 (56,1)
39 (59,1)
22 (52,4)
2
215 (28,0)
190 (28,8)
12 (18,2)
13 (31,0)
3 o tronco comu´n izquierdo
121 (15,8)
99 (15,0)
15 (22,7)
7 (16,7)
ICP fallido
30 (3,9)
25 (3,8)
4 (6,1)
1 (2,4)
0,56
Revascularizacio´n completa
518 (67,5)
445 (67,5)
40 (60,6)
33 (78,6)
0,18
Stents farmacoactivos
276 (36,0)
241 (36,6)
21 (31,8)
14 (33,3)
0,59
FEVI 40%
172 (22,4)
142 (21,6)
22 (33,3)
8 (19,1)
0,70
Demogra´ficas y de la historia clı´nica
Datos al ingreso Ritmo sinusal Clase Killip
0,004
Arteria causal
Flujo TIMI inicial
0,93
Nu´mero de vasos
0,89
AIT: accidente isque´mico transitorio; cLDL: colesterol unido a lipoproteı´nas de baja densidad; ICP: intervencionismo coronario percuta´neo; FEVI: fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo; TIMI: Thrombolysis In Myocardial Infarction. Los valores expresan n (%) o mediana (intervalo intercuartı´lico). * Datos disponibles de 682 pacientes.
En las curvas de Kaplan-Meier se puede identificar tambie´n que las curvas de supervivencia para los tres tipos de DC divergen desde los primeros momentos, especialmente en los pacientes con dominancia izquierda (figura 1), y que dicha divergencia persiste e incluso se incrementa durante la evolucio´n. Excluyendo las muertes intrahospitalarias (n = 39), las diferencias
segu´n el tipo de DC persistieron pra´cticamente sin variar (figura 1B). Entre los pacientes con dominancia izquierda hubo mayor proporcio´n de muertes de origen cardiovascular que entre los de dominancia no izquierda (el 21,2 frente al 7,1% en dominancia derecha y el 2,4% en codominancia; p = 0,001) (tabla 3).
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Tabla 2 Tratamiento farmacolo´gico intrahospitalario y al alta Total (n = 767)
Dominancia derecha (n = 659)
Dominancia izquierda (n = 66)
Codominancia (n = 42)
p
Durante el ingreso A´cido acetilsalicı´lico
97,5
96,9
97,0
97,6
0,87
Clopidogrel
88,5
89,1
84,8
85,7
0,50
Bloqueadores beta
61,7
61,8
57,6
66,7
0,63
IECA/ARA-II
54,8
54,3
56,1
59,5
0,79
Anti-GPIIb/IIIa
31,6
33,1
18,2
28,6
0,04
Estatinas
81,2
81,2
81,8
81
0,99
Al alta Pacientes, n
58
42
A´cido acetilsalicı´lico
728 96,7
628 97
93,1
97,6
0,27
Clopidogrel
92,6
93,3
86,2
92,9
0,13
Bloqueadores beta
75,1
75,3
70,7
78,6
0,12
IECA/ARA-II
71,2
70,9
72,4
73,8
0,90
Estatinas
92,3
92,4
91,4
92,9
0,96
ARA-II: antagonistas del receptor de la angiotensina II; IECA: inhibidores de la enzima de conversio´n de la angiotensina. Salvo otra indicacio´n, los valores expresan porcentajes.
En el ana´lisis multivariable, la DC izquierda se asocio´ positivamente con la mortalidad (HR = 1,76; IC95%, 1,11-2,79; p = 0,02) (tabla 4); tras excluir las muertes intrahospitalarias se obtuvo HR = 1,96 (IC95%, 1,09-3,52; p = 0,025). En los pacientes que sobrevivieron al ingreso, la puntuacio´n GRACE de prediccio´n de riesgo de muerte despue´s del alta mostro´ una asociacio´n, como variable continua, con la mortalidad ˜ adir «DC» a la (HR = 1,05; IC95%, 1,04-1,06; p < 0,001). Tras an puntuacio´n GRACE, la DC izquierda persistı´a como predictor independiente de muerte (HR = 2,12; IC95%, 1,15-3,90; p = 0,015). El estadı´stico C fue superior en el modelo que incluyo´ DC ma´s la puntuacio´n GRACE frente a la puntuacio´n GRACE sola (test de Hanley-McNeil, 0,837 frente a 0,821; p = 0,51). La calibracio´n del riesgo de muerte posterior al alta tambie´n mejoro´ (reduccio´n del valor de x2 e incremento del valor de p del test de GrønnesbyBorgan, que indican mayor poder de calibracio´n, y por inspeccio´n visual) al considerar en la estimacio´n de tal riesgo la DC (figura 2). Los pacientes de riesgo intermedio y alto segu´n la clasificacio´n GRACE mostraron mayor riesgo de muerte (frente a categorı´a de riesgo bajo, HR = 3,72; IC95%, 1,17-13,92; p = 0,03; y HR = 23,61;
A
100
92,9%
˜ adir «DC» a la puntuacio´n GRACE IC95%, 7,43-75,06; p < 0,001). An como variable catego´rica resulto´ en mejora del estadı´stico C de 0,781 a 0,801 (p = 0,47). Relacio´n de la dominancia coronaria con el reinfarto agudo de miocardio Durante el seguimiento se registraron 71 (9,3%) reIAM. Las tasas de reIAM segu´n el tipo de DC fueron el 8,6, el 19,7 y el 2,4% para dominancia derecha, dominancia izquierda y codominancia respectivamente (figura 3). En el ana´lisis multivariable, la DC izquierda fue un predictor independiente de presentar reIAM en el seguimiento (sub-HR = 2,06; IC95%, 1,15-3,69; p = 0,01) (tabla 5). ´N DISCUSIO El hallazgo principal de este estudio consiste en que la DC izquierda es un predictor independiente de muerte y reIAM en
B
100
92,9%
86,2%
90,4%
63,6%
Log rank test, p < 0,001 50
25
0
Supervivencia, %
Supervivencia, %
75
75 72,4% Log rank test, p < 0,001
50
25
0 0
6
12 18 24 30 36 42 48 54 60 66 72
0
Tiempo de seguimiento (años) En riesgo (n) Dominancia derecha
6
12 18 24 30 36 42 48 54 60 66 72
Tiempo de seguimiento (meses) En riesgo (n) Dominancia derecha
659
527
331
146
628
527
331
Dominancia izquierda
66
48
29
7
Dominancia izquierda
58
47
29
7
Codominancia
42
39
30
17
Codominancia
42
39
30
17
146
Figura 1. Curvas de supervivencia por subgrupos segu´n el patro´n de dominancia coronaria. A: total de la poblacio´n estudiada. B: supervivientes al ingreso.
E. Abu-Assi et al. / Rev Esp Cardiol. 2016;69(1):19–27
24
Tabla 3 Causa de muerte por subgrupos segu´n el patro´n de dominancia coronaria Causa de muerte
Total, n
Dominancia derecha (n = 91/659), n (%)
Dominancia izquierda (n = 24/66), n (%)
Codominancia (n = 3/42), n (%)
p
0,001
Cardiovascular
62
47 (7,1)
14 (21,2)
1 (2,4)
No cardiovascular
46
35 (5,3)
10 (15,2)
1 (2,4)
Desconocida o no clasificable
10
9 (1,4)
0 (0,0)
1 (2,4)
pacientes con un IAMCEST tratado con ICP primario. Un patro´n de DC izquierda en esos pacientes tambie´n confiere mayor riesgo de ˜ alan asimismo que muerte por causa cardiovascular. Los datos sen la influencia prono´stica negativa que ejerce un patro´n de DC izquierda en el contexto de un IAMCEST es de inicio precoz y persiste, e incluso aumenta a lo largo del seguimiento. Otro hallazgo de este estudio es la mejora en la capacidad predictiva (mejora de los ı´ndices de discriminacio´n y calibracio´n) de la puntuacio´n GRACE en la prediccio´n de la mortalidad despue´s del alta al tener en cuenta el patro´n de DC. Este es el primer estudio en demostrar que el patro´n de DC mejora la capacidad predictiva de riesgo de muerte de la puntuacio´n GRACE. Es poca la informacio´n disponible sobre el valor prono´stico de la DC en pacientes con SCA en general y en el IAMCEST en particular. Goldberg et al3 observaron en 27.289 pacientes sometidos a cateterismo cardiaco en el contexto de un SCA que la presencia de DC izquierda era un predictor de muerte en un seguimiento medio ˜ os (HR = 1,18; IC95%, 1,05-1,34). En ese estudio, el efecto de 3,5 an prono´stico de la DC izquierda fue ma´s pronunciado en pacientes con IAMCEST. En contraste con los hallazgos de Goldberg et al3, un estudio reciente de Veltman et al4 en 1.131 pacientes con IAMCEST tratados con ICP primario revelo´ que la importancia prono´stica de la DC izquierda se confina exclusivamente a los primeros 30 dı´as del evento agudo (muerte, odds ratio = 2,51; IC95%, 1,11-5,67; combinado de reIAM o muerte cardiaca, odds ratio = 2,25; IC95%, 1,09-4,61), y posteriormente (mediana de seguimiento de 48 meses) la DC izquierda presenta un efecto prono´stico neutro.
Tabla 4 Efecto ajustado del patro´n de dominancia coronaria en la mortalidad total* HR ajustada (IC95%)
p
Dominancia Derecha
Referencia
Izquierda*
1,76 (1,11-2,79)
Codominancia
0,61 (0,19-1,94)
0,40
Edad 65 an˜os
3,20 (1,79-5,72)
< 0,001
Diabetes mellitus
1,18 (0,79-1,76)
0,42
Clase Killip II o FEVI 40%
4,85 (3,17-7,42)
< 0,001
Enfermedad vascular
2,03 (1,34-3,09)
0,001
Hemoglobina al ingreso
0,85 (0,77-0,93)
0,001
Creatinina al ingreso 1,3 mg/dl
2,11 (1,41-3,16)
< 0,001
Antecedentes de enfermedad neopla´sica
1,55 (0,91-2,65)
0,11
0,02
FEVI: fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo; HR: hazard ratio; IC95%: intervalo de confianza del 95%. La prueba o´mnibus para la variable «dominancia coronaria» resulto´ en p = 0,1 para el modelo completo de Cox compuesto por 12 variables. Tras la exclusio´n de la ˜ o de ingreso», el test o´mnibus arrojo´ p = 0,08, que pra´cticamente no se variable «an modifico´ posteriormente tras la exclusio´n de «sexo». Despue´s de excluir las variables «infarto agudo de miocardio de localizacio´n anterior» y «revascularizacio´n coronaria completa», la prueba o´mnibus obtuvo p = 0,06 y p = 0,046 respectivamente. * Hazard ratio ajustada de los 728 pacientes supervivientes al evento ı´ndice tras excluir las 39 muertes intrahospitalarias = 1,96 (intervalo de confianza del 95%, 1,09-3,52; p = 0,025).
En el registro CathPCI-4, que incluyo´ a 207.926 pacientes con SCA tratados con ICP, la DC izquierda, comparada con la DC derecha, fue un predictor independiente de mortalidad hospitalaria (odds ratio = 1,19; IC95%, 1,06-1,34) en el conjunto de los pacientes12; sin embargo, no se asocio´ a mayor mortalidad hospitalaria en el subgrupo de pacientes con IAMCEST (odds ratio = 1,2; IC95%, 0,96-1,30). Desafortunadamente, el registro CathPCI4 no aporto´ informacio´n sobre las implicaciones prono´sticas a largo plazo del patro´n de DC. Ası´, los resultados del presente estudio refuerzan los hallazgos de Goldberg et al3 con respecto a la importancia prono´stica del patro´n de DC en pacientes con IAMCEST, y plantean la necesidad de estudios futuros, ya que estos resultados refutan las observaciones recientes de Veltman et al4 respecto a la ausencia de esta prono´stica del patro´n de DC izquierda a largo plazo. Destaca que esta poblacio´n, en comparacio´n con la estudiada por Veltman et al4, es de ma´s edad (66 14 frente a 61 12 an˜os; p < 0,001) y mayor carga de comorbilidades, lo cual, junto con las diferencias en el disen˜o (se incluyo´ a pacientes con su primer IAMCEST, y adema´s se exclyo´ a los pacientes con ICP o cirugı´a de revascularizacio´n coronaria previa), pudo contribuir a las diferencias observadas entre ambos trabajos. El peor prono´stico que confiere la DC izquierda en este estudio puede explicarse por el hecho de que la DC derecha consigue una mayor particio´n de la vasculatura coronaria que irriga el ventrı´culo izquierdo (en tres «partes»), mientras que la DC izquierda hace que la mayor parte del miocardio dependa de dos arterias fundamentalmente. De hecho, en este estudio hubo mayor alteracio´n de la funcio´n ventricular izquierda en los pacientes con DC izquierda, lo que pudo condicionar el peor prono´stico observado en esos pacientes, comparados con los de DC derecha. Sin embargo, la DC izquierda se mantuvo como predictor de peor prono´stico tras corregir por la alteracio´n de la funcio´n sisto´lica ventricular izquierda. En este trabajo hubo mayor tasa de revascularizacio´n coronaria completa entre los pacientes con DC derecha (67,5%) que en el grupo de DC izquierda (60,6%), que no fue significativa (p = 0,32) y se cree que puede deberse a que esos pacientes presentaban lesiones en la coronaria derecha que se decidio´ no tratar por ser un vaso no dominante. Por lo tanto, puede que existan otros mecanismos que expliquen el peor prono´stico asociado a DC izquierda en estos pacientes. En el estudio cla´sico de Dodge et al13, que evaluo´ 83 coronariografı´as invasivas, se demostro´ que la arteria circunfleja tiene mayor calibre en pacientes con DC izquierda. Esto significa que en los pacientes con DC izquierda la arteria circunfleja es ma´s importante desde el punto de vista de la circulacio´n coronaria, no solo por proporcionar ma´s ramas coronarias, sino por su mayor dia´metro. De hecho, Ilia et al14 observaron que las tasas de shock cardioge´nico y mortalidad hospitalaria tras la oclusio´n aguda de arteria circunfleja en su porcio´n proximal fueron mayores que las observadas tras la oclusio´n aguda de la arteria descendente anterior, lo que subraya la importancia de la arteria circunfleja dominante que podı´a estar encargada de suministrar flujo al 60% del ventrı´culo izquierdo. Por otro lado, Ilia et al14 encontraron que habı´a una arteria descendente anterior larga en el 87% de los pacientes con DC izquierda, en comparacio´n con el 47% de los pacientes con DC derecha15. Esto implica que la
E. Abu-Assi et al. / Rev Esp Cardiol. 2016;69(1):19–27
A
B
54
Test de Grønnesby-Borgan X2 = 7,2 p = 0,62
48
Test de Grønnesby-Borgan X2 = 9,2 p = 0,39
42
Mortalidad estimada
Mortalidad estimada
54 48
42
25
36 30 24 18
36 30 24 18
12
12
6
6
0
0 0
6
12
18
24
30
36
42
48
0
54
6
12
Mortalidad observada
18
24
30
36
42
48
54
Mortalidad observada
Figura 2. Capacidad de calibracio´n de un modelo predictivo basado en la puntuacio´n Global Registry of Acute Coronary Events ma´s el tipo de dominancia coronaria (A) frente a la puntuacio´n Global Registry of Acute Coronary Events sola (B).
afeccio´n de arteria descendente anterior en pacientes con DC ˜ o mioca´rdico. En esta serie, el izquierda producirı´a mayor dan 59% de los pacientes con DC izquierda (frente al 39% en DC derecha) tenı´a la arteria descendente anterior como la arteria causante del IAM, lo cual segu´n los hallazgos de Ilia et al15, habrı´a causado mayor extensio´n del IAM y disfuncio´n ventricular, lo cual empeora el prono´stico. En el presente estudio no se dispuso de datos sobre la longitud de la arteria descendente anterior ni sobre el calibre de las distintas arterias del a´rbol coronario, pero se disponı´a de informacio´n sobre la fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo y la gravedad y extensio´n del evento coronario; a pesar de ello, la DC izquierda mantuvo su asociacio´n con mortalidad y reinfarto. De este modo, este estudio alerta sobre la necesidad de llevar a cabo ma´s estudios
para investigar las causas que subyacen a la mayor letalidad del patro´n de DC. En cuanto a los mecanismos causantes de reIAM en los pacientes con DC izquierda, el colesterol unido a lipoproteı´nas de baja densidad, cuyas cifras eran ma´s altas en el subgrupo con DC izquierda, fue un predictor independiente de reinfarto, y puede explicar, al menos parcialmente, la mayor incidencia de reIAM en presencia de DC izquierda. Sin embargo, otros factores angiogra´ficos tambie´n podrı´an haber contribuido a la asociacio´n de DC izquierda con el reIAM, como las lesiones bifurcadas y muy calcificadas, que se dan ma´s frecuentemente en pacientes con DC izquierda16. Dado el significativo exceso de eventos adversos que condiciona la DC izquierda en pacientes con IAMCEST, la indicacio´n de un
30 Dominancia
Incidencia acumulada
25
Sub-HR
Derecha Izquierda Codominancia
20
1,00 2,50 0,23
IC95% Referencia 1,35-4,70 0,03-1,64 Test de Gray, p = 0,003
15
10
5
0 0
12
24
36
48
60
72
Tiempo de seguimiento (meses) Probabiliad del evento (%) Dominancia derecha
5,8
1,7
2,0
1,9
0,0
6,8
Dominancia izquierda
9,4
1,2
3,5
1,3
0,0
0,0
Codominancia
2,5
0,0
0,0
0,0
0,0
0,0
Figura 3. Incidencia acumulada de reingreso por infarto de miocardio por subgrupos segu´n el patro´n de dominancia coronaria. Se ajusta por mortalidad como evento competitivo. IC95%: intervalo de confianza del 95%; HR: hazard ratio.
E. Abu-Assi et al. / Rev Esp Cardiol. 2016;69(1):19–27
26
Tabla 5 Efecto ajustado del tipo de dominancia coronaria en la incidencia de reinfarto ajustando por mortalidad como evento competitivo Sub-HR ajustada (IC95%)
p
Dominancia Derecha
Referencia
Izquierda
2,06 (1,15-3,69)
0,01
Codominancia
0,24 (0,03-1,73)
0,16
Edad 65 an˜os
0,96 (0,57-1,58)
0,85
Mujer
0,85 (0,50-1,43)
0,53
Diabetes mellitus
1,37 (0,82-2,29)
0,24
Clase Killip II o FEVI < 35%
1,71 (1,09-2,88)
0,02
Hipertensio´n arterial
1,29 (0,78-2,08)
0,38
ICP previo
2,10 (0,76-5,26)
0,16
cLDL*
1,010 (1,006-1,012)
0,002
cLDL: colesterol unido a lipoproteı´nas de baja densidad; FEVI: fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo; HR: hazard ratio; IC95%: intervalo de confianza del 95%; ICP: intervencionismo coronario percuta´neo. El test o´mnibus resulto´ en p = 0,01, y al incluir el colesterol unido a lipoproteı´nas de baja densidad en el modelo, p = 0,026. * El efecto del colesterol unido a lipoproteı´nas de baja densidad se probo´ en 682 pacientes con determinaciones disponibles.
tratamiento farmacolo´gico intensivo y un programa de cuidados especı´ficos17, ası´ como un seguimiento cuidadosamente planificado, deberı´a plantearse preferentemente para los pacientes con IAMCEST y DC izquierda. Probablemente, la bu´squeda de isquemia inducible en pacientes con DC izquierda en relacio´n con lesiones intermedias deberı´a de ser ma´s activa. Por ejemplo, aunque una estenosis < 50% del tronco comu´n izquierdo no se asocio´ a peor prono´stico en una poblacio´n no seleccionada de ma´s de 11.000 pacientes sometidos a ICP18, la importancia de ese tipo de lesiones podrı´a ser mayor si la DC es izquierda, especialmente si el tronco es corto19. El presente estudio proporciona informacio´n valiosa para la estratificacio´n del riesgo a largo plazo de los pacientes con IAMCEST. Aunque los riesgos, a corto y medio plazo, de muerte y reIAM despue´s de tener un SCA esta´n bien caracterizados, las consecuencias tardı´as siguen estando mal definidas10 y los clı´nicos apreciarı´an la identificacio´n de factores20,21 que condicionan peor prono´stico en el seguimiento a largo plazo para tratarlos, modificarlos o, al menos, contrarrestar su impacto prono´stico negativo. Considerar el patro´n de DC junto con la puntuacio´n GRACE proporciono´ mejora de las estimaciones del riesgo de muerte en esta serie. A pesar de que la ˜a y se desconoce actualmente magnitud de dicha mejora fue pequen el verdadero impacto que tendrı´a en el manejo del paciente con IAMCEST, los autores de este estudio creen que se deberı´a tener en cuenta el patro´n de DC en el proceso integral de estratificacio´n del riesgo de los pacientes con IAMCEST tratados con ICP primario, pues en este estudio se ha mostrado predictor independiente de la ocurrencia de reIAM y muerte, adema´s de haber contribuido a refinar las estimaciones de la puntuacio´n GRACE. Limitaciones En primer lugar, se trata de un estudio retrospectivo con las limitaciones inherentes a este tipo de trabajos. Se incluyo´ solo a pacientes con IAMCEST tratados con ICP primario, lo cual pudo influir en la prevalencia del patro´n de DC. Sin embargo, el objetivo no era determinar la prevalencia del tipo de DC, sino sus implicaciones prono´sticas. Por otro lado, estos hallazgos deben interpretarse en el contexto del IAMCEST tratado con ICP primario, y no necesariamente se aplican al conjunto de pacientes con IAMCEST. Los modelos de regresio´n se encontraban en el lı´mite del sobreajuste, debido a un nu´mero relativamente bajo de eventos
clı´nicos en el presente estudio22. En la evaluacio´n de la utilidad prono´stica incremental del patro´n de DC con respecto a la puntuacio´n GRACE, no se han usado me´todos ma´s sensibles como las curvas de decisio´n22, que posiblemente habrı´an aportado mayor informacio´n sobre la utilidad prono´stica o al menos otra perspectiva del beneficio neto que se habrı´a obtenido de considerar el patro´n de DC y la puntuacio´n GRACE conjuntamente. Por u´ltimo, debido a que no se dispone de datos de los tratamientos durante el seguimiento, no es posible descartar que las diferencias observadas entre los dos grupos de este estudio puedan deberse, al menos en parte, a las diferencias en el tratamiento entre los tres grupos estudiados.
CONCLUSIONES En este registro contempora´neo de pacientes con IAMCEST tratados con ICP primario, la DC izquierda, en comparacio´n con la derecha, conlleva un exceso de mortalidad y de reIAM que se produce precozmente tras el evento agudo y persiste e incluso se acentu´a durante el seguimiento. La mortalidad de origen cardiovascular es hasta 3 veces mayor entre los pacientes con IAMCEST tratados con ICP primario y DC izquierda, en comparacio´n con los pacientes con IAMCEST y DC derecha. Se deberı´a tener en cuenta el patro´n de DC adema´s de la puntuacio´n GRACE para la prediccio´n del riesgo de muerte a largo plazo.
CONFLICTO DE INTERESES Ninguno. BIBLIOGRAFI´A 1. Angelini P, Velasco JA, Flamm S. Coronary anomalies: incidence, pathophysiology, and clinical relevance. Circulation. 2002;105:2449–54. 2. Knaapen M, Koch AH, Koch C, Koch KT, Li X, Van Rooij PC, et al. Prevalence of left and balanced coronary arterial dominance decreases with increasing age of patients at autopsy. A postmortem coronary angiograms study. Cardiovasc Pathol. 2013;22:49–53. 3. Goldberg A, Southern DA, Galbraith PD, Traboulsi M, Knudtson ML, Ghali WA. Coronary dominance and prognosis of patients with acute coronary syndrome. Am Heart J. 2007;154:1116–22. 4. Veltman CE, Van der Hoeven BL, Hoogslag GE, Boden H, Kharbanda RK, De Graaf MA, et al. Influence of coronary vessel dominance on short-and long-term outcome in patients after ST-segment elevation myocardial infarction. Eur Heart J. 2015;36:1023–30. 5. Nallamothu BK, Spertus JA, Lansky AJ, Cohen DJ, Jones PG, Kureshi F, et al. Comparison of clinical interpretation with visual assessment and quantitative coronary angiography in patients undergoing percutaneous coronary intervention in contemporary practice: The Assessing Angiography (A2) Project. Circulation. 2013;127:1793–800. ˜a F, Abu Assi E, Vidal Perez R, 6. Grigorian-Shamagian L, Otero Ravin Teijeira-Fernandez E, Varela Roman A, et al. Why and when do patients with heart failure and normal left ventricular ejection fraction die? Analysis of >600 deaths in a community long-term study. Am Heart J. 2008;156:1184–90. 7. Gray RJ. A class of K-sample tests for comparing the cumulative incidence of a competing risk. Ann Stat. 1988;16:1141–54. 8. Fine JP, Gray RJ. A proportional hazards model for the subdistribution of a competing risk. J Am Stat Assoc. 1999;94:496–509. 9. Royston P, Ambler G, Sauerbrei W. The use of fractional polynomials to model continuous risk variables in epidemiology. Int J Epidemiol. 1999;28:964–74. 10. Fox KA, Carruthers KF, Dunbar DR, Graham C, Manning JR, De Raedt H, et al. Underestimated and under-recognized: the late consequences of acute coronary syndrome (GRACE UK-Belgian Study). Eur Heart J. 2010;31:2755–64. 11. Tang EW, Wong CK, Herbison P. Global Registry of Acute Coronary Events (GRACE) hospital discharge risk score accurately predicts long-term mortality post acute coronary syndrome. Am Heart J. 2007;153:29–35. 12. Parikh NI, Honeycutt EF, Roe MT, Neely M, Rosenthal EJ, Mittleman MA, et al. Left and codominant coronary artery circulations are associated with higher inhospital mortality among patients undergoing percutaneous coronary intervention for acute coronary syndromes: report From the National Cardiovascular Database Cath Percutaneous Coronary Intervention (CathPCI) Registry. Circ Cardiovasc Qual Outcomes. 2012;5:775–82.
E. Abu-Assi et al. / Rev Esp Cardiol. 2016;69(1):19–27 13. Dodge Jr JT, Brown BG, Bolson EL, Dodge HT. Lumen diameter of normal human coronary arteries. Influence of age, sex, anatomic variation, and left ventricular hypertrophy or dilation. Circulation. 1992;86:232–46. 14. Ilia R, Cafri C, Weinstein JM, Gueron M. Acute myocardial infarction due to occlusion of the dominant left circumflex artery proximally. Am J Cardiol. 2003;92:54–5. 15. Ilia R, Rosenshtein G, Weinstein J, Cafri C, Abu-Ful A, Gueron M. Left anterior descending artery length in left and right coronary artery dominance. Coron Artery Dis. 2001;12:77–8. 16. Lam MK, Tandjung K, Sen H, Basalus MW, Van Houwelingen KG, Stoel MG, et al. Coronary artery dominance and the risk of adverse clinical events following percutaneous coronary intervention: insights from the prospective, randomised TWENTE trial. EuroIntervention. 2015;11:180–7. 17. Parashar S, Spertus JA, Tang F, Bishop KL, Vaccarino V, Jackson CF, et al. Predictors of early and late enrollment in cardiac rehabilitation, among those referred, after acute myocardial infarction. Circulation. 2012;126:1587–95.
27
18. Gyenes G, Shrive FM, Graham MM, Ghali WA, Knudtson ML; APPROACH Investigators. The prognostic importance of nonsignificant left main coronary artery disease in patients undergoing percutaneous coronary intervention. J Am Coll Cardiol. 2006;48:276–80. 19. Gazetopoulos N, Ioannidis PJ, Marselos A, Kelekis D, Lolas C, Avgoustakis D, et al. Length of main left coronary artery in relation to atherosclerosis of its branches. A coronary arteriographic study. Br Heart J. 1976;38:180–5. 20. Consuegra-Sa´nchez L, Melgarejo-Moreno A, Galcera´-Toma´s J, Alonso-Ferna´ndez N, Dı´az-Pastor A, Escudero-Garcı´a G, et al. Importancia de la carga vascular previa en la mortalidad intrahospitalaria y a largo plazo de pacientes con infarto de miocardio y segmento ST elevado. Rev Esp Cardiol. 2014;67:471–8. 21. Sionis A, Ruiz-Nodar JM, Ferna´ndez-Ortiz A, Marı´n F, Abu-Assi E, Dı´az-Castro O, et al. Actualizacio´n en cardiopatı´a isque´mica y cuidados crı´ticos cardiolo´gicos. Rev Esp Cardiol. 2015;68:234–41. ˜ ez E, Steyerberg EW, Nu´n ˜ ez J. Estrategias para la elaboracio´n de modelos 22. Nu´n estadı´sticos de regresio´n. Rev Esp Cardiol. 2011;64:501–7.
Artı´culo original
Dominancia coronaria y prono´stico a largo plazo de los pacientes con infarto de miocardio con elevacio´n del segmento ST tratado con angioplastia primaria ˜ eira-Busto, Violeta Gonza´lez-Salvado, Sergio Raposeiras-Roubin, Emad Abu-Assi*, Marı´a Castin ˜ a-Gil, Pedro Rigueiro-Veloso, Raimundo Ocaranza, Rami Riziq-Yousef Abumuaileq, Carlos Pen ˜ a y Jose´ Ramo´n Gonza´lez-Juanatey Jose´ Marı´a Garcı´a-Acun Servicio de Cardiologı´a y Unidad Coronaria, Complejo Hospitalario Universitario de Santiago de Compostela, Santiago de Compostela, A Corun˜a, Espan˜a
Historia del artı´culo: Recibido el 28 de enero de 2015 Aceptado el 6 de abril de 2015 On-line el 27 de julio de 2015 Palabras clave: Infarto agudo de miocardio Dominancia coronaria Prono´stico Mortalidad
RESUMEN
Introduccio´n y objetivos: El significado prono´stico a largo plazo del patro´n de dominancia coronaria en pacientes con infarto de miocardio con elevacio´n del segmento ST esta´ mal caracterizado. Se investigo´ el prono´stico de esos pacientes segu´n tuvieran dominancia derecha, izquierda o codominancia. Me´todos: Estudio retrospectivo de 767 pacientes, ingresados entre 2007 y 2012 por infarto de miocardio con elevacio´n del segmento ST y tratados con intervencionismo coronario percuta´neo primario. Se determino´ el impacto del patro´n de dominancia coronaria, en la mortalidad por cualquier causa y los reingresos por infarto ajustando por mortalidad como evento competitivo. Resultados: La dominancia coronaria fue derecha en el 80,9% e izquierda en el 8,6%. Durante 40,8 [intervalo intercuartı´lico, 21,9-58,3] meses de seguimiento, se registraron 118 (15,4%) muertes, 39 (5,1%) de ellas, intrahospitalarias. La mortalidad fue del 7,1, el 36,4 y el 13,8% (p < 0,001) en dominancia derecha, izquierda y codominancia, respectivamente. La causa de muerte fue cardiovascular en el 7,1, el 21,2 y el 2,4%. En el ana´lisis multivariable de Cox, la dominancia izquierda se asocio´ significativamente con la mortalidad (hazard ratio = 1,76; p = 0,02). Considerar «dominancia coronaria» en la prediccio´n de riesgo de muerte mejoro´ la capacidad de discriminacio´n y calibracio´n de la puntuacio´n GRACE (Global Registry of Acute Coronary Events). El 9,3% (71 pacientes) presento´ reinfarto durante el seguimiento. En el ana´lisis multivariable, la dominancia izquierda fue predictora independiente de reinfarto (sub-hazard ratio = 2,06; p = 0,01). Conclusiones: En el infarto con elevacio´n del segmento ST tratado con intervencionismo coronario percuta´neo primario, la dominancia izquierda confiere mayor riesgo de muerte y reinfarto que la dominancia derecha, y deberı´a tenerse en cuenta en la estratificacio´n prono´stica. ˜ola de Cardiologı´a. Publicado por Elsevier Espan ˜a, S.L.U. Todos los derechos reservados. ß 2015 Sociedad Espan
Coronary Artery Dominance and Long-term Prognosis in Patients With ST-segment Elevation Myocardial Infarction Treated With Primary Angioplasty ABSTRACT
Keywords: Acute myocardial infarction Coronary dominance Prognosis Mortality
Introduction and objectives: The long-term prognostic significance of coronary artery dominance pattern in patients with ST-segment elevation myocardial infarction is poorly characterized. We investigated the prognosis of such patients according to whether they had right dominance, left dominance, or codominance. Methods: This was a retrospective study of 767 patients, who were admitted to hospital between 2007 and 2012 with ST-segment elevation myocardial infarction and treated with primary percutaneous coronary intervention. We determined the effect of the coronary dominance pattern on all-cause mortality and readmission for infarction, adjusting for mortality as a competing event. Results: A total of 80.9% of patients had right coronary dominance, and 8.6% had left coronary dominance. Over 40.8 months’ [interquartile range, 21.9-58.3 months] follow-up, 118 (15.4%) deaths were recorded, of which 39 (5.1%) were in hospital. Mortality for right dominance, left dominance, and codominance was 7.1%, 36.4%, and 13.8% (P < .001), respectively. Cause of death was cardiovascular in 7.1%, 21.2%, and 2.4%. On Cox multivariate analysis, left dominance was significantly associated with
VE´ASE CONTENIDO RELACIONADO: http://dx.doi.org/10.1016/j.recesp.2015.08.014, Rev Esp Cardiol. 2016;69:89. * Autor para correspondencia: Servicio de Cardiologı´a y Unidad Coronaria, Complejo Hospitalario Universitario de Santiago de Compostela, A Choupana s/n, 15706 Santiago ˜ a, Espan ˜ a. de Compostela, A Corun Correo electro´nico: [email protected] (E. Abu-Assi). http://dx.doi.org/10.1016/j.recesp.2015.04.010 ˜ ola de Cardiologı´a. Publicado por Elsevier Espan ˜ a, S.L.U. Todos los derechos reservados. 0300-8932/ß 2015 Sociedad Espan
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mortality (hazard ratio = 1.76; P = .02). Taking ‘‘coronary dominance’’ into account in prediction of risk of death improved the discrimination and calibration capacity of GRACE (Global Registry of Acute Coronary Events) scoring. At follow-up, 9.3% (71 patients) had reinfarction. On multivariate analysis, left dominance was an independent predictor of reinfarction (subhazard ratio = 2.06; P = .01). Conclusions: In ST-segment elevation myocardial infarction treated with primary percutaneous coronary intervention, left coronary artery dominance confers a higher risk of death and reinfarction than right coronary artery dominance, and should be included in prognostic stratification. Full English text available from: www.revespcardiol.org/en ˜ ola de Cardiologı´a. Published by Elsevier Espan ˜ a, S.L.U. All rights reserved. ß 2015 Sociedad Espan
Abreviaturas DC: dominancia coronaria IAM: infarto agudo de miocardio IAMCEST: infarto agudo de miocardio con elevacio´n del segmento ST ICP: intervencionismo coronario percuta´neo SCA: sı´ndrome coronario agudo
´N INTRODUCCIO La dominancia coronaria (DC) izquierda y la codominancia se describen generalmente como una variante de la anatomı´a normal, con una prevalencia de la DC izquierda de alrededor de un 7-10% de la poblacio´n general1,2. Los pacientes con DC izquierda tienen una arteria coronaria derecha no dominante que suministra sangre tan solo al ventrı´culo y la aurı´cula derechos, mientras que el ventrı´culo izquierdo se abastece completamente del a´rbol coronario izquierdo. De este modo, en pacientes con DC izquierda, ante una oclusio´n coronaria, habrı´a mayor a´rea de miocardio en riesgo que en pacientes con DC derecha, lo cual podrı´a condicionar negativamente su prono´stico. Existen pocos estudios clı´nicos sobre la relevancia prono´stica del patro´n de DC en pacientes con un sı´ndrome coronario agudo (SCA). Adema´s, en el contexto del infarto agudo de miocardio (IAM) con elevacio´n del segmento ST (IAMCEST), la importancia prono´stica a largo plazo del patro´n de DC sigue estando mal caracterizada, con datos discordantes sobre su significado prono´stico3,4. El objetivo de este trabajo es valorar la relacio´n entre el patro´n de DC y la mortalidad y el reingreso por un nuevo IAM (reIAM) ajustando por mortalidad como episodio competitivo. ME´TODOS Poblacio´n de estudio Estudio de cohortes retrospectivo basado en el registro CardioCHUS, que incluye a todos los pacientes ingresados por SCA consecutivamente en el Servicio de Cardiologı´a del Complejo Hospitalario Universitario de Santiago de Compostela desde diciembre de 2003 a septiembre de 2012 (n = 5.532). En el presente subestudio del registro CardioCHUS, se incluye entre julio de 2007 y septiembre de 2012 —periodo que se considera que representa el manejo contempora´neo del IAMCEST— a los pacientes consecutivos con diagno´stico principal de IAMCEST y datos disponibles sobre el patro´n de DC tratados con intervencionismo coronario percuta´neo (ICP) primario. La poblacio´n inicial del presente subestudio se componı´a de 1.084 pacientes con el
diagno´stico principal de IAMCEST; de ellos, el tratamiento inicial fue ICP primario para 769. No se pudo determinar el patro´n de DC de 2 pacientes, por lo cual se los excluyo´. Ası´, la poblacio´n final del presente estudio es de 767 pacientes. Definicio´n de variables en el estudio Se definio´ IAMCEST en presencia de sı´ntomas que lo indicaran y elevacio´n del segmento ST 1 mm en al menos dos derivaciones contiguas, bloqueo de rama izquierda nuevo o presumiblemente nuevo y elevacio´n de troponina I cardiaca (salvo casos de muerte precoz antes de realizarse determinaciones de laboratorio). Las lesiones coronarias detectadas en la coronariografı´a invasiva se consideraron significativas en presencia de estenosis 70% valoradas visualmente a criterio del hemodinamista responsable. Este porcentaje equivale a una estenosis del 50% mediante el me´todo de ana´lisis cuantitativo5. Las lesiones del tronco comu´n izquierdo se consideraron significativas si eran 50%. La DC se definio´ segu´n la arteria coronaria de la que nacen la arteria descendente posterior y las ramas posterolaterales. La DC se clasifico´ en derecha, izquierda y en codominancia. La informacio´n sobre la DC se obtuvo revisando los informes de coronariografı´a. Se definio´ ICP fallido en presencia de flujo TIMI (Thrombolysis In Myocardial Infarction) final < III o estenosis residual > 30%. La cuantificacio´n de la fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo se realizo´ durante la hospitalizacio´n por ecocardiografı´a segu´n el me´todo de Simpson. El estudio se realizo´ de acuerdo con los principios de la Declaracio´n de Helsinki. Objetivo y seguimiento El objetivo del estudio es estudiar el efecto prono´stico del tipo de DC en la mortalidad total y la causa de la muerte a largo plazo, ası´ como en el reIAM (no mortal) ajustando por mortalidad como evento competitivo, en pacientes con IAMCEST tratados con ICP primario. Tras el alta, se siguio´ a los pacientes en una consulta monogra´fica de cardiopatı´a isque´mica y por atencio´n primaria. El seguimiento estructurado se realizo´ a trave´s de la historia electro´nica (u´nica en la comunidad auto´noma de Galicia, programa IANUS), revisa´ndose todas las asistencias me´dicas y los registros hospitalarios y recurriendo en determinados casos al contacto telefo´nico. Para la clasificacio´n de la causa de muerte, se ha empleado la misma clasificacio´n de las causas de muerte que el grupo ha usado previamente6. Se definio´ muerte de origen cardiovascular (cardiaca y vascular no cardiaca) como la debida a muerte su´bita, insuficiencia cardiaca refractaria, SCA, sı´ndrome ao´rtico agudo, tromboembolia pulmonar, siste´mica o cerebral o enfermedad vasculorrenal (fallo renal en ausencia de glomerulopatı´as u otras alteraciones parenquimatosas). Las dema´s causas de muerte disponibles se consideraron de origen no cardiovascular. ˜ eira-Busto y E. Abu-Assi) asignaron Dos cardio´logos (M. Castin la causa de la muerte. En caso de discrepancia entre esos
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dos cardio´logos, se recurrı´a a un tercer cardio´logo (J.M. Garcı´a˜ a). Cuando no se disponı´a de informacio´n o no habı´a consenso Acun sobre la causa de muerte, esta se incluyo´ en el grupo de «causa de muerte desconocida o inclasificable».
Ana´lisis estadı´stico Las variables cuantitativas, dada la ausencia de distribucio´n gaussiana, se expresaron como mediana [intervalo intercuartı´lico] y las discretas, como frecuencias y porcentajes. Las caracterı´sticas basales de la poblacio´n se estratificaron por subgrupos de DC derecha, DC izquierda o codominancia. Para la comparacio´n de variables continuas se utilizo´ el test de Kruskal-Wallis. Para variables discretas, se utilizo´ la prueba de la x2 o la prueba exacta Fisher. La proporcio´n de muertes ocurridas en cada categorı´a de DC se estimo´ mediante curvas de Kaplan-Meier, y sus diferencias se cuantificaron por el log rank test. La proporcio´n ajustada de reIAM se estimo´ mediante la te´cnica de incidencia acumulada, y las diferencias entre los tres subgrupos de DC se cuantificaron mediante el test de Gray7. El modelo de regresio´n de Cox se utilizo´ para el ana´lisis de la asociacio´n entre DC y la mortalidad. Para evaluar el efecto intrı´nseco de DC en la tasa de reIAM, se utilizo´ el modelo de riesgos competitivos de Fine y Gray8. En el modelo de Cox, se incluyeron las variables que en el ana´lisis univariable de mortalidad total presentaron p 0,20 y otras que se consideraron de relevancia clı´nica (IAM de localizacio´n anterior, revascularizacio´n completa y sexo). El supuesto de proporcionalidad del riesgo se evaluo´ mediante el ana´lisis de los residuos de Schoenfeld y la forma funcional de las variables cuantitativas (relacio´n log-lineal) se determino´ mediante polinomiales fraccionados9. Se consideraron las siguientes variables en la construccio´n ˜ o de ingreso, edad 65 an ˜ os, del modelo multivariable de Cox: an sexo, diabetes mellitus, enfermedad vascular (arteriopatı´a perife´rica o ictus/accidente isque´mico transitorio), antecedentes de neoplasia, IAM de localizacio´n anterior, clase Killip II o fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo 40%, hemoglobina al ingreso, creatinina se´rica al ingreso 1,3 mg/dl, revascularizacio´n coronaria completa y DC («DC derecha» como categorı´a de referencia). Una vez establecido el modelo de Cox inicial, se procedio´ posteriormente a su simplificacio´n reteniendo en el modelo las covariables que presentaron p < 0,1 y cuya exclusio´n secuencial no produjese cambios > 15% en el coeficiente de la variable «DC izquierda». Ası´, el modelo multivariable simplificado de Cox ˜ os, diabetes mellitus, clase incluyo´ ocho para´metros: edad 65 an Killip II o fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo 40%, enfermedad vascular, hemoglobina al ingreso, creatinina se´rica al ingreso 1,3 mg/dl, antecedentes de neoplasia y DC. La capacidad discriminatoria, determinada mediante el estadı´stico C para datos censurados, del modelo multivariable simplificado fue de 0,854, lo que representa el 97,6% del poder predictivo del ˜ o de ingreso, edad modelo completo compuesto por 12 variables: an ˜os, sexo, diabetes mellitus, enfermedad vascular, ante 65 an cedentes de enfermedad neopla´sica, IAM de localizacio´n anterior, clase Killip II o fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo 40%, hemoglobina al ingreso, creatinina se´rica al ingreso 1,3 mg/dl, revascularizacio´n coronaria completa y DC. Los ı´ndices AIC y BIC (criterio de informacio´n de Akaike y criterio de informacio´n bayesiano respectivamente) fueron de 832 y 883, respectivamente, para el modelo simplificado (frente a 1.286 y 1.352, respectivamente, para el modelo completo), lo que indica mejor ajuste usando el modelo parsimonioso. El modelo multivariable final de riesgos competitivos de Fine y Gray8 incluyo´ las variables que mostraron asociacio´n con p 0,20 ˜ os, hipertensio´n arterial, con el evento «reIAM»: edad 65 an
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diabetes mellitus, ICP previo y clase Killip II o fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo < 35%, adema´s de la variable «sexo». De 85 pacientes no se disponı´a de los valores de colesterol unido a lipoproteı´nas de baja densidad, por lo que dicha covariable no se introdujo en el modelo previo de riesgos competitivos, pero se repitio´ el ana´lisis considerando dicha variable para determinar un posible efecto en la incidencia de reIAM. Para estudiar el efecto ajustado de DC en la mortalidad tras el alta hospitalaria, se repitio´ el ana´lisis de mortalidad excluyendo a los pacientes que no habı´an sobrevivido a la fase hospitalaria (n = 39). Se determino´ tambie´n si tener en cuenta la DC en la estratificacio´n del riego de muerte aporta algu´n valor prono´stico incremental con respecto a la puntuacio´n GRACE (Global Registry of Acute Coronary Events) de prediccio´n del riesgo de muerte tras el alta hospitalaria. Esta puntuacio´n se compone de nueve variables prono´sticas (edad, historia de insuficiencia cardiaca, historia de IAM, frecuencia cardiaca y presio´n arterial sisto´lica al ingreso, depresio´n del segmento ST, creatinina se´rica al ingreso, elevacio´n de marcadores de necrosis mioca´rdica e ICP durante el ˜ o´ para predecir la mortalidad ingreso ı´ndice), y aunque se disen a 6 meses, varios estudios han corroborado su excelente capacidad en la prediccio´n del riesgo de muerte ma´s a largo plazo10,11. Se ha calculado y reportado los valores de p de significacio´n estadı´stica y de hazard ratio (HR), ası´ como de sub-HR con sus respectivos intervalos de confianza del 95% (IC95%). Para el ana´lisis estadı´stico se utilizaron los paquetes estadı´sticos STATA 13 y SPSS 22. RESULTADOS Caracterı´sticas de la muestra estratificadas por patro´n de dominancia coronaria ˜ os y el 27% eran La mediana de edad fue 66,8 [55,0-76,7] an mujeres. Los pacientes con dominancia izquierda eran significativamente de mayor edad que los pacientes con dominancia no izquierda y presentaban en general peor perfil de riesgo cardiovascular con mayor prevalencia de hipertensio´n arterial, diabetes mellitus, historia de IAM, enfermedad vascular e insuficiencia cardiaca (tabla 1). Adema´s, esos pacientes se presentaban en el hospital ma´s frecuentemente con insuficiencia cardiaca. La localizacio´n del IAM era ma´s frecuentemente anterior entre los pacientes con dominancia izquierda. Desde el punto de vista angiogra´fico, hubo mayor proporcio´n de enfermedad coronaria significativa de tres vasos/ tronco comu´n izquierdo entre los pacientes con dominancia izquierda, adema´s de mayor porcentaje de ICP fallido y menor proporcio´n de revascularizacio´n coronaria completa, comparados con los pacientes con DC derecha o codominancia. En la ecocardiografı´a, se detecto´ ma´s frecuentemente disfuncio´n sisto´lica ventricular izquierda cuando la DC era izquierda. El tratamiento farmacolo´gico durante el ingreso y el prescrito al alta no difirieron significativamente entre los tres subgrupos de DC (tabla 2). Relacio´n del tipo de dominancia coronaria con la mortalidad Durante una mediana de seguimiento de 40,8 [21,9-58,3] meses, se registraron 118 (15,4%) muertes: 39 (5,1%) ocurrieron durante la fase de hospitalizacio´n. La distribucio´n de la mortalidad estratificada por el tipo de DC mostro´ un incremento monoto´nico de esta desde la codominancia hasta la dominancia izquierda (el 7,1, el 13,8 y el 36,4%; p < 0,001) (figura 1A).
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Tabla 1 Caracterı´sticas basales Variables
Total
Dominancia derecha
Dominancia izquierda
Codominancia
p
Pacientes
767
659 (85,9)
66 (8,6)
42 (5,5)
Edad (an˜os)
66,8 (55,0-76,7)
66,2 (54,5-76,3)
70,9 (57,2-81,7)
66,4 (55,7-77,1)
0,04
Mujeres
207 (27)
170 (25,8)
26 (39,4)
11 (26,2)
0,06
Tabaquismo
261 (34)
226 (34,3)
20 (30,3)
15 (35,7)
0,79
Hipertensio´n arterial
351 (45,8)
296 (44,9)
38 (57,6)
17 (40,5)
0,11
Diabetes mellitus
176 (22,9)
152 (23,1)
20 (30,3)
4 (9,5)
0,04
Dislipemia
307 (40)
258 (39,2)
32 (48,5)
17 (40,5)
0,34
Infarto previo
59 (7,7)
46 (7)
10 (15,2)
3 (7,1)
0,06
Cirugı´a de revascularizacio´n
4 (0,5)
3 (0,5)
1 (1,5)
0 (0,0)
0,47
Insuficiencia cardiaca
11 (1,4)
8 (1,2)
3 (4,6)
0 (0,0)
0,07
Arteriopatı´a perife´rica
53 (6,9)
39 (5,9)
11 (16,7)
3 (7,1)
0,005
Ictus/AIT
36 (4,7)
27 (4,1)
7 (10,6)
2 (4,8)
0,06
Enfermedad vascular
82 (10,7)
63 (9,6)
14 (21,2)
5 (11,9)
0,01
Neoplasia previa
57 (7,4)
49 (7,4)
6 (9,1)
2 (4,8)
0,71
697 (90,9)
601 (91,2)
58 (87,9)
38 (90,5)
0,67
I
615 (80,2)
536 (81,3)
41 (62,1)
38 (90,5)
II
93 (12,1)
72 (10,9)
17 (25,8)
4 (9,5)
III
22 (2,9)
19 (2,9)
3 (4,6)
0 (0,0)
IV
37 (4,8)
32 (4,9)
5 (7,6)
0 (0,0)
Frecuencia cardiaca (lpm)
75 (60-89)
75 (60-88)
76 (60-91)
74 (61-94)
0,8
Presio´n arterial sisto´lica (mmHg)
130 (113-150)
130 (113-150)
129 (114-141)
140 (119-159)
0,06
Hemoglobina (g/dl)
14,6 (13,2-15,5)
14,6 (13,2-15,5)
14,6 (12,5-15,5)
15,0 (13,6-16,0)
0,13
Creatinina (mg/dl)
1,0 (0,8-1,2)
1,0 (0,8-1,1)
1,0 (0,9-1,3)
0,9 (0,8-1,2)
0,18
Primera determinacio´n de troponina I (ng/dl)
1,50 (0,13-11,50)
1,40 (0,14-11,10)
1,70 (0,16-5,80)
1,13 (0,10-30,60)
0,95
Pico de troponina I (ng/dl)
49,0 (16,0-118,6)
48,0 (16,0-116,1)
45,6 (25,0-106,5)
74,3 (25,0-150,5)
0,25
cLDL (mg/dl)*
111 (86-137)
110 (87-135)
117 (83-146)
113 (82-129)
0,91
Tronco comu´n izquierdo
7 (0,9)
6 (0,9)
1 (1,5)
0 (0,0)
0,75
Descendente anterior
317 (41,3)
257 (39,0)
39 (59,1)
21 (50,0)
0,20
Circunfleja
79 (10,3)
50 (7,6)
21 (31,8)
8 (19,1)
< 0,001
Derecha
364 (47,5)
346 (52,5)
5 (7,6)
13 (30,9)
0,01
0-1
549 (71,6)
473 (71,8)
46 (69,7)
30 (71,4)
2-3
218 (28,4)
185 (28,1)
21 (31,8)
12 (28,6)
1
431 (56,2)
370 (56,1)
39 (59,1)
22 (52,4)
2
215 (28,0)
190 (28,8)
12 (18,2)
13 (31,0)
3 o tronco comu´n izquierdo
121 (15,8)
99 (15,0)
15 (22,7)
7 (16,7)
ICP fallido
30 (3,9)
25 (3,8)
4 (6,1)
1 (2,4)
0,56
Revascularizacio´n completa
518 (67,5)
445 (67,5)
40 (60,6)
33 (78,6)
0,18
Stents farmacoactivos
276 (36,0)
241 (36,6)
21 (31,8)
14 (33,3)
0,59
FEVI 40%
172 (22,4)
142 (21,6)
22 (33,3)
8 (19,1)
0,70
Demogra´ficas y de la historia clı´nica
Datos al ingreso Ritmo sinusal Clase Killip
0,004
Arteria causal
Flujo TIMI inicial
0,93
Nu´mero de vasos
0,89
AIT: accidente isque´mico transitorio; cLDL: colesterol unido a lipoproteı´nas de baja densidad; ICP: intervencionismo coronario percuta´neo; FEVI: fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo; TIMI: Thrombolysis In Myocardial Infarction. Los valores expresan n (%) o mediana (intervalo intercuartı´lico). * Datos disponibles de 682 pacientes.
En las curvas de Kaplan-Meier se puede identificar tambie´n que las curvas de supervivencia para los tres tipos de DC divergen desde los primeros momentos, especialmente en los pacientes con dominancia izquierda (figura 1), y que dicha divergencia persiste e incluso se incrementa durante la evolucio´n. Excluyendo las muertes intrahospitalarias (n = 39), las diferencias
segu´n el tipo de DC persistieron pra´cticamente sin variar (figura 1B). Entre los pacientes con dominancia izquierda hubo mayor proporcio´n de muertes de origen cardiovascular que entre los de dominancia no izquierda (el 21,2 frente al 7,1% en dominancia derecha y el 2,4% en codominancia; p = 0,001) (tabla 3).
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Tabla 2 Tratamiento farmacolo´gico intrahospitalario y al alta Total (n = 767)
Dominancia derecha (n = 659)
Dominancia izquierda (n = 66)
Codominancia (n = 42)
p
Durante el ingreso A´cido acetilsalicı´lico
97,5
96,9
97,0
97,6
0,87
Clopidogrel
88,5
89,1
84,8
85,7
0,50
Bloqueadores beta
61,7
61,8
57,6
66,7
0,63
IECA/ARA-II
54,8
54,3
56,1
59,5
0,79
Anti-GPIIb/IIIa
31,6
33,1
18,2
28,6
0,04
Estatinas
81,2
81,2
81,8
81
0,99
Al alta Pacientes, n
58
42
A´cido acetilsalicı´lico
728 96,7
628 97
93,1
97,6
0,27
Clopidogrel
92,6
93,3
86,2
92,9
0,13
Bloqueadores beta
75,1
75,3
70,7
78,6
0,12
IECA/ARA-II
71,2
70,9
72,4
73,8
0,90
Estatinas
92,3
92,4
91,4
92,9
0,96
ARA-II: antagonistas del receptor de la angiotensina II; IECA: inhibidores de la enzima de conversio´n de la angiotensina. Salvo otra indicacio´n, los valores expresan porcentajes.
En el ana´lisis multivariable, la DC izquierda se asocio´ positivamente con la mortalidad (HR = 1,76; IC95%, 1,11-2,79; p = 0,02) (tabla 4); tras excluir las muertes intrahospitalarias se obtuvo HR = 1,96 (IC95%, 1,09-3,52; p = 0,025). En los pacientes que sobrevivieron al ingreso, la puntuacio´n GRACE de prediccio´n de riesgo de muerte despue´s del alta mostro´ una asociacio´n, como variable continua, con la mortalidad ˜ adir «DC» a la (HR = 1,05; IC95%, 1,04-1,06; p < 0,001). Tras an puntuacio´n GRACE, la DC izquierda persistı´a como predictor independiente de muerte (HR = 2,12; IC95%, 1,15-3,90; p = 0,015). El estadı´stico C fue superior en el modelo que incluyo´ DC ma´s la puntuacio´n GRACE frente a la puntuacio´n GRACE sola (test de Hanley-McNeil, 0,837 frente a 0,821; p = 0,51). La calibracio´n del riesgo de muerte posterior al alta tambie´n mejoro´ (reduccio´n del valor de x2 e incremento del valor de p del test de GrønnesbyBorgan, que indican mayor poder de calibracio´n, y por inspeccio´n visual) al considerar en la estimacio´n de tal riesgo la DC (figura 2). Los pacientes de riesgo intermedio y alto segu´n la clasificacio´n GRACE mostraron mayor riesgo de muerte (frente a categorı´a de riesgo bajo, HR = 3,72; IC95%, 1,17-13,92; p = 0,03; y HR = 23,61;
A
100
92,9%
˜ adir «DC» a la puntuacio´n GRACE IC95%, 7,43-75,06; p < 0,001). An como variable catego´rica resulto´ en mejora del estadı´stico C de 0,781 a 0,801 (p = 0,47). Relacio´n de la dominancia coronaria con el reinfarto agudo de miocardio Durante el seguimiento se registraron 71 (9,3%) reIAM. Las tasas de reIAM segu´n el tipo de DC fueron el 8,6, el 19,7 y el 2,4% para dominancia derecha, dominancia izquierda y codominancia respectivamente (figura 3). En el ana´lisis multivariable, la DC izquierda fue un predictor independiente de presentar reIAM en el seguimiento (sub-HR = 2,06; IC95%, 1,15-3,69; p = 0,01) (tabla 5). ´N DISCUSIO El hallazgo principal de este estudio consiste en que la DC izquierda es un predictor independiente de muerte y reIAM en
B
100
92,9%
86,2%
90,4%
63,6%
Log rank test, p < 0,001 50
25
0
Supervivencia, %
Supervivencia, %
75
75 72,4% Log rank test, p < 0,001
50
25
0 0
6
12 18 24 30 36 42 48 54 60 66 72
0
Tiempo de seguimiento (años) En riesgo (n) Dominancia derecha
6
12 18 24 30 36 42 48 54 60 66 72
Tiempo de seguimiento (meses) En riesgo (n) Dominancia derecha
659
527
331
146
628
527
331
Dominancia izquierda
66
48
29
7
Dominancia izquierda
58
47
29
7
Codominancia
42
39
30
17
Codominancia
42
39
30
17
146
Figura 1. Curvas de supervivencia por subgrupos segu´n el patro´n de dominancia coronaria. A: total de la poblacio´n estudiada. B: supervivientes al ingreso.
E. Abu-Assi et al. / Rev Esp Cardiol. 2016;69(1):19–27
24
Tabla 3 Causa de muerte por subgrupos segu´n el patro´n de dominancia coronaria Causa de muerte
Total, n
Dominancia derecha (n = 91/659), n (%)
Dominancia izquierda (n = 24/66), n (%)
Codominancia (n = 3/42), n (%)
p
0,001
Cardiovascular
62
47 (7,1)
14 (21,2)
1 (2,4)
No cardiovascular
46
35 (5,3)
10 (15,2)
1 (2,4)
Desconocida o no clasificable
10
9 (1,4)
0 (0,0)
1 (2,4)
pacientes con un IAMCEST tratado con ICP primario. Un patro´n de DC izquierda en esos pacientes tambie´n confiere mayor riesgo de ˜ alan asimismo que muerte por causa cardiovascular. Los datos sen la influencia prono´stica negativa que ejerce un patro´n de DC izquierda en el contexto de un IAMCEST es de inicio precoz y persiste, e incluso aumenta a lo largo del seguimiento. Otro hallazgo de este estudio es la mejora en la capacidad predictiva (mejora de los ı´ndices de discriminacio´n y calibracio´n) de la puntuacio´n GRACE en la prediccio´n de la mortalidad despue´s del alta al tener en cuenta el patro´n de DC. Este es el primer estudio en demostrar que el patro´n de DC mejora la capacidad predictiva de riesgo de muerte de la puntuacio´n GRACE. Es poca la informacio´n disponible sobre el valor prono´stico de la DC en pacientes con SCA en general y en el IAMCEST en particular. Goldberg et al3 observaron en 27.289 pacientes sometidos a cateterismo cardiaco en el contexto de un SCA que la presencia de DC izquierda era un predictor de muerte en un seguimiento medio ˜ os (HR = 1,18; IC95%, 1,05-1,34). En ese estudio, el efecto de 3,5 an prono´stico de la DC izquierda fue ma´s pronunciado en pacientes con IAMCEST. En contraste con los hallazgos de Goldberg et al3, un estudio reciente de Veltman et al4 en 1.131 pacientes con IAMCEST tratados con ICP primario revelo´ que la importancia prono´stica de la DC izquierda se confina exclusivamente a los primeros 30 dı´as del evento agudo (muerte, odds ratio = 2,51; IC95%, 1,11-5,67; combinado de reIAM o muerte cardiaca, odds ratio = 2,25; IC95%, 1,09-4,61), y posteriormente (mediana de seguimiento de 48 meses) la DC izquierda presenta un efecto prono´stico neutro.
Tabla 4 Efecto ajustado del patro´n de dominancia coronaria en la mortalidad total* HR ajustada (IC95%)
p
Dominancia Derecha
Referencia
Izquierda*
1,76 (1,11-2,79)
Codominancia
0,61 (0,19-1,94)
0,40
Edad 65 an˜os
3,20 (1,79-5,72)
< 0,001
Diabetes mellitus
1,18 (0,79-1,76)
0,42
Clase Killip II o FEVI 40%
4,85 (3,17-7,42)
< 0,001
Enfermedad vascular
2,03 (1,34-3,09)
0,001
Hemoglobina al ingreso
0,85 (0,77-0,93)
0,001
Creatinina al ingreso 1,3 mg/dl
2,11 (1,41-3,16)
< 0,001
Antecedentes de enfermedad neopla´sica
1,55 (0,91-2,65)
0,11
0,02
FEVI: fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo; HR: hazard ratio; IC95%: intervalo de confianza del 95%. La prueba o´mnibus para la variable «dominancia coronaria» resulto´ en p = 0,1 para el modelo completo de Cox compuesto por 12 variables. Tras la exclusio´n de la ˜ o de ingreso», el test o´mnibus arrojo´ p = 0,08, que pra´cticamente no se variable «an modifico´ posteriormente tras la exclusio´n de «sexo». Despue´s de excluir las variables «infarto agudo de miocardio de localizacio´n anterior» y «revascularizacio´n coronaria completa», la prueba o´mnibus obtuvo p = 0,06 y p = 0,046 respectivamente. * Hazard ratio ajustada de los 728 pacientes supervivientes al evento ı´ndice tras excluir las 39 muertes intrahospitalarias = 1,96 (intervalo de confianza del 95%, 1,09-3,52; p = 0,025).
En el registro CathPCI-4, que incluyo´ a 207.926 pacientes con SCA tratados con ICP, la DC izquierda, comparada con la DC derecha, fue un predictor independiente de mortalidad hospitalaria (odds ratio = 1,19; IC95%, 1,06-1,34) en el conjunto de los pacientes12; sin embargo, no se asocio´ a mayor mortalidad hospitalaria en el subgrupo de pacientes con IAMCEST (odds ratio = 1,2; IC95%, 0,96-1,30). Desafortunadamente, el registro CathPCI4 no aporto´ informacio´n sobre las implicaciones prono´sticas a largo plazo del patro´n de DC. Ası´, los resultados del presente estudio refuerzan los hallazgos de Goldberg et al3 con respecto a la importancia prono´stica del patro´n de DC en pacientes con IAMCEST, y plantean la necesidad de estudios futuros, ya que estos resultados refutan las observaciones recientes de Veltman et al4 respecto a la ausencia de esta prono´stica del patro´n de DC izquierda a largo plazo. Destaca que esta poblacio´n, en comparacio´n con la estudiada por Veltman et al4, es de ma´s edad (66 14 frente a 61 12 an˜os; p < 0,001) y mayor carga de comorbilidades, lo cual, junto con las diferencias en el disen˜o (se incluyo´ a pacientes con su primer IAMCEST, y adema´s se exclyo´ a los pacientes con ICP o cirugı´a de revascularizacio´n coronaria previa), pudo contribuir a las diferencias observadas entre ambos trabajos. El peor prono´stico que confiere la DC izquierda en este estudio puede explicarse por el hecho de que la DC derecha consigue una mayor particio´n de la vasculatura coronaria que irriga el ventrı´culo izquierdo (en tres «partes»), mientras que la DC izquierda hace que la mayor parte del miocardio dependa de dos arterias fundamentalmente. De hecho, en este estudio hubo mayor alteracio´n de la funcio´n ventricular izquierda en los pacientes con DC izquierda, lo que pudo condicionar el peor prono´stico observado en esos pacientes, comparados con los de DC derecha. Sin embargo, la DC izquierda se mantuvo como predictor de peor prono´stico tras corregir por la alteracio´n de la funcio´n sisto´lica ventricular izquierda. En este trabajo hubo mayor tasa de revascularizacio´n coronaria completa entre los pacientes con DC derecha (67,5%) que en el grupo de DC izquierda (60,6%), que no fue significativa (p = 0,32) y se cree que puede deberse a que esos pacientes presentaban lesiones en la coronaria derecha que se decidio´ no tratar por ser un vaso no dominante. Por lo tanto, puede que existan otros mecanismos que expliquen el peor prono´stico asociado a DC izquierda en estos pacientes. En el estudio cla´sico de Dodge et al13, que evaluo´ 83 coronariografı´as invasivas, se demostro´ que la arteria circunfleja tiene mayor calibre en pacientes con DC izquierda. Esto significa que en los pacientes con DC izquierda la arteria circunfleja es ma´s importante desde el punto de vista de la circulacio´n coronaria, no solo por proporcionar ma´s ramas coronarias, sino por su mayor dia´metro. De hecho, Ilia et al14 observaron que las tasas de shock cardioge´nico y mortalidad hospitalaria tras la oclusio´n aguda de arteria circunfleja en su porcio´n proximal fueron mayores que las observadas tras la oclusio´n aguda de la arteria descendente anterior, lo que subraya la importancia de la arteria circunfleja dominante que podı´a estar encargada de suministrar flujo al 60% del ventrı´culo izquierdo. Por otro lado, Ilia et al14 encontraron que habı´a una arteria descendente anterior larga en el 87% de los pacientes con DC izquierda, en comparacio´n con el 47% de los pacientes con DC derecha15. Esto implica que la
E. Abu-Assi et al. / Rev Esp Cardiol. 2016;69(1):19–27
A
B
54
Test de Grønnesby-Borgan X2 = 7,2 p = 0,62
48
Test de Grønnesby-Borgan X2 = 9,2 p = 0,39
42
Mortalidad estimada
Mortalidad estimada
54 48
42
25
36 30 24 18
36 30 24 18
12
12
6
6
0
0 0
6
12
18
24
30
36
42
48
0
54
6
12
Mortalidad observada
18
24
30
36
42
48
54
Mortalidad observada
Figura 2. Capacidad de calibracio´n de un modelo predictivo basado en la puntuacio´n Global Registry of Acute Coronary Events ma´s el tipo de dominancia coronaria (A) frente a la puntuacio´n Global Registry of Acute Coronary Events sola (B).
afeccio´n de arteria descendente anterior en pacientes con DC ˜ o mioca´rdico. En esta serie, el izquierda producirı´a mayor dan 59% de los pacientes con DC izquierda (frente al 39% en DC derecha) tenı´a la arteria descendente anterior como la arteria causante del IAM, lo cual segu´n los hallazgos de Ilia et al15, habrı´a causado mayor extensio´n del IAM y disfuncio´n ventricular, lo cual empeora el prono´stico. En el presente estudio no se dispuso de datos sobre la longitud de la arteria descendente anterior ni sobre el calibre de las distintas arterias del a´rbol coronario, pero se disponı´a de informacio´n sobre la fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo y la gravedad y extensio´n del evento coronario; a pesar de ello, la DC izquierda mantuvo su asociacio´n con mortalidad y reinfarto. De este modo, este estudio alerta sobre la necesidad de llevar a cabo ma´s estudios
para investigar las causas que subyacen a la mayor letalidad del patro´n de DC. En cuanto a los mecanismos causantes de reIAM en los pacientes con DC izquierda, el colesterol unido a lipoproteı´nas de baja densidad, cuyas cifras eran ma´s altas en el subgrupo con DC izquierda, fue un predictor independiente de reinfarto, y puede explicar, al menos parcialmente, la mayor incidencia de reIAM en presencia de DC izquierda. Sin embargo, otros factores angiogra´ficos tambie´n podrı´an haber contribuido a la asociacio´n de DC izquierda con el reIAM, como las lesiones bifurcadas y muy calcificadas, que se dan ma´s frecuentemente en pacientes con DC izquierda16. Dado el significativo exceso de eventos adversos que condiciona la DC izquierda en pacientes con IAMCEST, la indicacio´n de un
30 Dominancia
Incidencia acumulada
25
Sub-HR
Derecha Izquierda Codominancia
20
1,00 2,50 0,23
IC95% Referencia 1,35-4,70 0,03-1,64 Test de Gray, p = 0,003
15
10
5
0 0
12
24
36
48
60
72
Tiempo de seguimiento (meses) Probabiliad del evento (%) Dominancia derecha
5,8
1,7
2,0
1,9
0,0
6,8
Dominancia izquierda
9,4
1,2
3,5
1,3
0,0
0,0
Codominancia
2,5
0,0
0,0
0,0
0,0
0,0
Figura 3. Incidencia acumulada de reingreso por infarto de miocardio por subgrupos segu´n el patro´n de dominancia coronaria. Se ajusta por mortalidad como evento competitivo. IC95%: intervalo de confianza del 95%; HR: hazard ratio.
E. Abu-Assi et al. / Rev Esp Cardiol. 2016;69(1):19–27
26
Tabla 5 Efecto ajustado del tipo de dominancia coronaria en la incidencia de reinfarto ajustando por mortalidad como evento competitivo Sub-HR ajustada (IC95%)
p
Dominancia Derecha
Referencia
Izquierda
2,06 (1,15-3,69)
0,01
Codominancia
0,24 (0,03-1,73)
0,16
Edad 65 an˜os
0,96 (0,57-1,58)
0,85
Mujer
0,85 (0,50-1,43)
0,53
Diabetes mellitus
1,37 (0,82-2,29)
0,24
Clase Killip II o FEVI < 35%
1,71 (1,09-2,88)
0,02
Hipertensio´n arterial
1,29 (0,78-2,08)
0,38
ICP previo
2,10 (0,76-5,26)
0,16
cLDL*
1,010 (1,006-1,012)
0,002
cLDL: colesterol unido a lipoproteı´nas de baja densidad; FEVI: fraccio´n de eyeccio´n del ventrı´culo izquierdo; HR: hazard ratio; IC95%: intervalo de confianza del 95%; ICP: intervencionismo coronario percuta´neo. El test o´mnibus resulto´ en p = 0,01, y al incluir el colesterol unido a lipoproteı´nas de baja densidad en el modelo, p = 0,026. * El efecto del colesterol unido a lipoproteı´nas de baja densidad se probo´ en 682 pacientes con determinaciones disponibles.
tratamiento farmacolo´gico intensivo y un programa de cuidados especı´ficos17, ası´ como un seguimiento cuidadosamente planificado, deberı´a plantearse preferentemente para los pacientes con IAMCEST y DC izquierda. Probablemente, la bu´squeda de isquemia inducible en pacientes con DC izquierda en relacio´n con lesiones intermedias deberı´a de ser ma´s activa. Por ejemplo, aunque una estenosis < 50% del tronco comu´n izquierdo no se asocio´ a peor prono´stico en una poblacio´n no seleccionada de ma´s de 11.000 pacientes sometidos a ICP18, la importancia de ese tipo de lesiones podrı´a ser mayor si la DC es izquierda, especialmente si el tronco es corto19. El presente estudio proporciona informacio´n valiosa para la estratificacio´n del riesgo a largo plazo de los pacientes con IAMCEST. Aunque los riesgos, a corto y medio plazo, de muerte y reIAM despue´s de tener un SCA esta´n bien caracterizados, las consecuencias tardı´as siguen estando mal definidas10 y los clı´nicos apreciarı´an la identificacio´n de factores20,21 que condicionan peor prono´stico en el seguimiento a largo plazo para tratarlos, modificarlos o, al menos, contrarrestar su impacto prono´stico negativo. Considerar el patro´n de DC junto con la puntuacio´n GRACE proporciono´ mejora de las estimaciones del riesgo de muerte en esta serie. A pesar de que la ˜a y se desconoce actualmente magnitud de dicha mejora fue pequen el verdadero impacto que tendrı´a en el manejo del paciente con IAMCEST, los autores de este estudio creen que se deberı´a tener en cuenta el patro´n de DC en el proceso integral de estratificacio´n del riesgo de los pacientes con IAMCEST tratados con ICP primario, pues en este estudio se ha mostrado predictor independiente de la ocurrencia de reIAM y muerte, adema´s de haber contribuido a refinar las estimaciones de la puntuacio´n GRACE. Limitaciones En primer lugar, se trata de un estudio retrospectivo con las limitaciones inherentes a este tipo de trabajos. Se incluyo´ solo a pacientes con IAMCEST tratados con ICP primario, lo cual pudo influir en la prevalencia del patro´n de DC. Sin embargo, el objetivo no era determinar la prevalencia del tipo de DC, sino sus implicaciones prono´sticas. Por otro lado, estos hallazgos deben interpretarse en el contexto del IAMCEST tratado con ICP primario, y no necesariamente se aplican al conjunto de pacientes con IAMCEST. Los modelos de regresio´n se encontraban en el lı´mite del sobreajuste, debido a un nu´mero relativamente bajo de eventos
clı´nicos en el presente estudio22. En la evaluacio´n de la utilidad prono´stica incremental del patro´n de DC con respecto a la puntuacio´n GRACE, no se han usado me´todos ma´s sensibles como las curvas de decisio´n22, que posiblemente habrı´an aportado mayor informacio´n sobre la utilidad prono´stica o al menos otra perspectiva del beneficio neto que se habrı´a obtenido de considerar el patro´n de DC y la puntuacio´n GRACE conjuntamente. Por u´ltimo, debido a que no se dispone de datos de los tratamientos durante el seguimiento, no es posible descartar que las diferencias observadas entre los dos grupos de este estudio puedan deberse, al menos en parte, a las diferencias en el tratamiento entre los tres grupos estudiados.
CONCLUSIONES En este registro contempora´neo de pacientes con IAMCEST tratados con ICP primario, la DC izquierda, en comparacio´n con la derecha, conlleva un exceso de mortalidad y de reIAM que se produce precozmente tras el evento agudo y persiste e incluso se acentu´a durante el seguimiento. La mortalidad de origen cardiovascular es hasta 3 veces mayor entre los pacientes con IAMCEST tratados con ICP primario y DC izquierda, en comparacio´n con los pacientes con IAMCEST y DC derecha. Se deberı´a tener en cuenta el patro´n de DC adema´s de la puntuacio´n GRACE para la prediccio´n del riesgo de muerte a largo plazo.
CONFLICTO DE INTERESES Ninguno. BIBLIOGRAFI´A 1. Angelini P, Velasco JA, Flamm S. Coronary anomalies: incidence, pathophysiology, and clinical relevance. Circulation. 2002;105:2449–54. 2. Knaapen M, Koch AH, Koch C, Koch KT, Li X, Van Rooij PC, et al. Prevalence of left and balanced coronary arterial dominance decreases with increasing age of patients at autopsy. A postmortem coronary angiograms study. Cardiovasc Pathol. 2013;22:49–53. 3. Goldberg A, Southern DA, Galbraith PD, Traboulsi M, Knudtson ML, Ghali WA. Coronary dominance and prognosis of patients with acute coronary syndrome. Am Heart J. 2007;154:1116–22. 4. Veltman CE, Van der Hoeven BL, Hoogslag GE, Boden H, Kharbanda RK, De Graaf MA, et al. Influence of coronary vessel dominance on short-and long-term outcome in patients after ST-segment elevation myocardial infarction. Eur Heart J. 2015;36:1023–30. 5. Nallamothu BK, Spertus JA, Lansky AJ, Cohen DJ, Jones PG, Kureshi F, et al. Comparison of clinical interpretation with visual assessment and quantitative coronary angiography in patients undergoing percutaneous coronary intervention in contemporary practice: The Assessing Angiography (A2) Project. Circulation. 2013;127:1793–800. ˜a F, Abu Assi E, Vidal Perez R, 6. Grigorian-Shamagian L, Otero Ravin Teijeira-Fernandez E, Varela Roman A, et al. Why and when do patients with heart failure and normal left ventricular ejection fraction die? Analysis of >600 deaths in a community long-term study. Am Heart J. 2008;156:1184–90. 7. Gray RJ. A class of K-sample tests for comparing the cumulative incidence of a competing risk. Ann Stat. 1988;16:1141–54. 8. Fine JP, Gray RJ. A proportional hazards model for the subdistribution of a competing risk. J Am Stat Assoc. 1999;94:496–509. 9. Royston P, Ambler G, Sauerbrei W. The use of fractional polynomials to model continuous risk variables in epidemiology. Int J Epidemiol. 1999;28:964–74. 10. Fox KA, Carruthers KF, Dunbar DR, Graham C, Manning JR, De Raedt H, et al. Underestimated and under-recognized: the late consequences of acute coronary syndrome (GRACE UK-Belgian Study). Eur Heart J. 2010;31:2755–64. 11. Tang EW, Wong CK, Herbison P. Global Registry of Acute Coronary Events (GRACE) hospital discharge risk score accurately predicts long-term mortality post acute coronary syndrome. Am Heart J. 2007;153:29–35. 12. Parikh NI, Honeycutt EF, Roe MT, Neely M, Rosenthal EJ, Mittleman MA, et al. Left and codominant coronary artery circulations are associated with higher inhospital mortality among patients undergoing percutaneous coronary intervention for acute coronary syndromes: report From the National Cardiovascular Database Cath Percutaneous Coronary Intervention (CathPCI) Registry. Circ Cardiovasc Qual Outcomes. 2012;5:775–82.
E. Abu-Assi et al. / Rev Esp Cardiol. 2016;69(1):19–27 13. Dodge Jr JT, Brown BG, Bolson EL, Dodge HT. Lumen diameter of normal human coronary arteries. Influence of age, sex, anatomic variation, and left ventricular hypertrophy or dilation. Circulation. 1992;86:232–46. 14. Ilia R, Cafri C, Weinstein JM, Gueron M. Acute myocardial infarction due to occlusion of the dominant left circumflex artery proximally. Am J Cardiol. 2003;92:54–5. 15. Ilia R, Rosenshtein G, Weinstein J, Cafri C, Abu-Ful A, Gueron M. Left anterior descending artery length in left and right coronary artery dominance. Coron Artery Dis. 2001;12:77–8. 16. Lam MK, Tandjung K, Sen H, Basalus MW, Van Houwelingen KG, Stoel MG, et al. Coronary artery dominance and the risk of adverse clinical events following percutaneous coronary intervention: insights from the prospective, randomised TWENTE trial. EuroIntervention. 2015;11:180–7. 17. Parashar S, Spertus JA, Tang F, Bishop KL, Vaccarino V, Jackson CF, et al. Predictors of early and late enrollment in cardiac rehabilitation, among those referred, after acute myocardial infarction. Circulation. 2012;126:1587–95.
27
18. Gyenes G, Shrive FM, Graham MM, Ghali WA, Knudtson ML; APPROACH Investigators. The prognostic importance of nonsignificant left main coronary artery disease in patients undergoing percutaneous coronary intervention. J Am Coll Cardiol. 2006;48:276–80. 19. Gazetopoulos N, Ioannidis PJ, Marselos A, Kelekis D, Lolas C, Avgoustakis D, et al. Length of main left coronary artery in relation to atherosclerosis of its branches. A coronary arteriographic study. Br Heart J. 1976;38:180–5. 20. Consuegra-Sa´nchez L, Melgarejo-Moreno A, Galcera´-Toma´s J, Alonso-Ferna´ndez N, Dı´az-Pastor A, Escudero-Garcı´a G, et al. Importancia de la carga vascular previa en la mortalidad intrahospitalaria y a largo plazo de pacientes con infarto de miocardio y segmento ST elevado. Rev Esp Cardiol. 2014;67:471–8. 21. Sionis A, Ruiz-Nodar JM, Ferna´ndez-Ortiz A, Marı´n F, Abu-Assi E, Dı´az-Castro O, et al. Actualizacio´n en cardiopatı´a isque´mica y cuidados crı´ticos cardiolo´gicos. Rev Esp Cardiol. 2015;68:234–41. ˜ ez E, Steyerberg EW, Nu´n ˜ ez J. Estrategias para la elaboracio´n de modelos 22. Nu´n estadı´sticos de regresio´n. Rev Esp Cardiol. 2011;64:501–7.